Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir

advertisement
Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı:
E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Şeref BOZOKLU*
Veli YILANCI**
Özet
Bu çalışmanın amacı satın alma gücü paritesinin geçerliliğini Brezilya, Çin,
Endonezya, Hindistan, Meksika, Rusya ve Türkiye için analiz etmektir. Bu amaçla,
Lanne vd. (2002) ile Saikkonen ve Lutkepohl (2002) tarafından yakın zamanda
geliştirilen yapısal kırılmalı birim kök testi kullanılarak, Çin ve Meksika dışındaki
ülkelerde satın alma gücü paritesinin geçerli olmadığı sonucuna varılmıştır.
Anahtar Kelimeler: Satın Alma Gücü Paritesi, Reel Döviz Kuru, Birim Kök
Testi, Yapısal Kırılma
Stationarity of Real Exchange Rates: An Empirical Analysis for E7 Countries
Abstract
The aim of this study is to analyse the validity of purchasing power parity for
Brazil, China, India, Indonesia, Mexico, Russia and Turkey. For this purpose, we
employ a recently developed unit root test with structural breaks provided by Lanne
et al. (2002) and Saikkonen and Lutkepohl (2002). The results indicate no evidence
for purchasing power parity except China and Mexico.
Key Words: Purchasing Power Parity, Real Exchange Rate, Unit Root Test,
Structural Break
JEL Classification Codes: C22, F30, F31
Giriş
Reel döviz kurunun belirlenmesi, Bretton Woods sisteminin 1973 yılında ortadan
kalkmasıyla iktisatçıların ve politika uygulayıcılarının en önemli araştırma
*
Arş.Gör., İstanbul Üniversitesi, İktisat Fakültesi, İktisat Bölümü, sbozoklu@istanbul.edu.tr
Arş.Gör., İstanbul Üniversitesi, İktisat Fakültesi, Ekonometri Bölümü, yilanci@istanbul.edu.tr
**
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
587
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
alanlarından birini oluşturmuştur. Portföy yatırımlarındaki ve global ticaretteki
önemli rolü nedeniyle, sabit ve esnek kur sistemini uygulayan ülkelerde politika
yapıcılar, yatırımcılar ve araştırmacılar denge reel kur seviyesinden haberdar olmak
istemektedir. Bu duruma paralel olarak reel döviz kurunun denge değerinden
sapmaları iktisatçılar ve politika yapıcılar tarafından giderek artan ölçüde ölçülmeye
ve izlenmeye başlanmış, ayrıca gerek teorik gerekse uygulamalı pek çok çalışmanın
konusunu oluşturmuştur. Reel döviz kurunun denge değerinden sapması makro
politikaların sonuçlarını değerlendirebilmek için de önemli bir göstergedir. Edwards
(1989)’ın çalışması az gelişmiş ve gelişmekte olan ülkelerin ekonomik
performanslarının iyileştirilmesinde istikrarlı bir reel döviz kurunun hayati önemi
konusunda geniş bir uzlaşıya yol açmıştır. Satın Alma Gücü Paritesi (SAGP)
yaklaşımı sabit ya da en azından ortalama değerine dönme eğiliminde olan ve
stokastik trend içermeyen bir reel kur düzeyini gerektirmektedir. Denge SAGP’ye
doğru reel döviz kuru uyarlamalarının bilinmesi, uluslararası makroekonomik
sistemin ne ölçüde dengesizlikleri giderici olduğunun belirlenmesinde de önemli bir
rol oynamaktadır. Denge reel döviz kuru ve bu dengeden sapmaların sonuçlarına
ilişkin tartışmalar, özellikle finansal krizlerin yaşandığı dönemlerde öne çıkmıştır.
Reel döviz kurundaki yüksek dalgalanma SAGP hipotezi ile uyumlu değildir ve
kurdaki olası bir birim kök denge koşulunu bozmaktadır. SAGP’nin uzun dönemde
geçerli olabilmesi için reel döviz kuru durağan olmalı yani birim kök içermemelidir.
Eğer reel kur durağan değilse kurdaki sapmalar kalıcı olacak ve nominal kur fiyat
farklılıklarını giderecek şekilde hareket etmediği için SAGP geçerli olmayacaktır.
Reel döviz kurunun seyri rassal yürüyüşten (random walk) farksız ise, SAGP döviz
kurunun seyrini açıklamakta başarısız olmakta ve bu durum uluslararası rekabetin,
ülkeler arasındaki fiyat farklılığını ortadan kaldırma konusunda zayıf kaldığını ima
etmektedir. Böyle bir çıkarsama ise SAGP’nin bütünleşmiş bir dünyada gitgide daha
çok malın, hizmetin, sermayenin ve emeğin sınırları aşan bir biçimde ticarete konu
olmasının göreceli fiyatları keyfi biçimde dalgalanmaktan alıkoyacağını öngören
yaklaşımına açık olarak ters düşmektedir.
Döviz kurlarında kısa dönem dalgalanmaların gittikçe artmasına rağmen, uzun
dönem denge SAGP’den sapmalar, şokların etkisinin ne kadar sürdüğünün bir
göstergesi olan yarılanma süresi (half-life) açısından değerlendirildiğinde, literatürde
reel döviz kuru şoklarının 3-5 yıl arasında süren kalıcılık gösterdiğine dair bir
uzlaşıya varılmıştır. Reel döviz kurunun denge değerine bu denli uzun sürede
dönmesini kurlardaki kısa süreli dalgalanmalar ve paritenin denge kurun oluşumuna
ilişkin önemle vurgu yaptığı arbitraj kavramı ile bağdaştırmak zordur. Rogoff (1996)
tarafından SAGP bilmecesi (PPP Puzzle) olarak adlandırılan bu olgu, kısa dönemde
döviz kurlarındaki dalgalanmaların reel faktörlerden ziyade parasal faktörlerden
kaynaklandığını ifade etmektedir. Buna göre, parasal faktörlerde fiyat-ücret katılığı
söz konusu ise, döviz kurunun denge değerinden sapmasında önemli etkiler
yaratmakta, fakat uzun dönemde, katılıkların etkisinin ortadan kalkacağından
hareketle, olası nominal şokların varlığında, kurlarının denge değerine hızlıca
yönelmesi beklenirken, bu sürenin 3-5 yıl sürmesini açıklamak güç olmaktadır.
SAGP bilmecesi, genel SAGP pratiğini, döviz kuru ölçütü olması ve bir ülkenin
makroekonomik durumunun ölçülmesi açılarından tartışmaya açmıştır. Ayrıca ele
alınan konu, bölgesel bütünleşmeler ve krizlerin yayılma etkileri (contagion effects)
dikkate alındığında daha karmaşık bir hal almaktadır.
588
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
Günümüzde iktisatçıların önemli bir bölümü genelde kısa dönemli sapmanın
gerekçelerini, mal fiyatları kısa dönemde yapışkan olacağı için, daha çok temel
makroekonomik değişkenler dışındaki gelişmelerde veya krizler gibi beklenmedik
olaylarda aramakta; uzun dönemde ise fiyat katılıkları ortadan kalkacağından, temel
değişkenlerin ima ettiği satın alma gücü paritesinin sağlanacağına inanmaktadırlar.
Ancak, yine de bu konunun literatürde oldukça tartışmalı olduğunu söylemek gerekir
(Rogoff, 1996:647).
Reel döviz kurlarında görülen sapmalar, zayıf makroekonomik politikalara işaret
eden göreceli fiyatlardaki bozulmaları yansıtmaktadır. Paranın aşırı değer kazanması
ve bunun sonucunda rekabet gücündeki azalma, iktisadi faaliyet üzerinde olumsuz
bir etki yaratır ve bu durum zayıf makroekonomik temellerin ve uyumsuz döviz kuru
politikalarının bir sonucudur. Bununla beraber, yakın zamandaki çalışmalar, paranın
değer kaybetmesinin büyümeyi hızlandırdığına dair olumlu sonuçlar ortaya
koymaktadır (Hausmann, Pritchett ve Rodrik, 2005). Örneğin, reel döviz kurunun
eksik değerlenmesine yol açan aktivist kur politikaları, rekabet gücünü arttırarak
ihracatı olumlu etkileyebilir ve sonuçta büyümeyi hızlandırabilir. Dolayısıyla reel
kur dengesizliklerinin nedenlerini ve sonuçlarını iyi anlayabilmek önemlidir.
Çalışmamızın amacı gelişmekte olan seçilmiş yedi ülkenin (Brezilya, Çin,
Endonezya, Hindistan, Meksika, Rusya ve Türkiye)1 Amerikan doları temel alınarak
hesaplanan reel döviz kurlarının ortalamaya dönme eğilimlerini araştırmaktır.
Geleneksel birim kök testlerinin zaman serilerinde olası yapısal değişimleri dikkate
almaması, bu tür değişimlerin varlığında bu testlerin gücünü azaltmaktadır. Bu
durum, yapısal değişimin bir defaya mahsus olduğu ve önceden bilindiği
varsayımları altında Perron (1989) tarafından incelenmiş ve bu çalışmanın ardından
yapısal kırılmalı birim kök testleri değişimin birden çok olabileceği ve önceden
bilinmediği varsayımları ile geliştirilmiştir.2 Çalışmamızda, Lanne vd. (2002 ve
2003) tarafından geliştirilen ve yapısal değişimi doğrusal olmayan bir forma
genelleştiren LLS birim kök testi yardımıyla bahsi geçen ülkelerin reel döviz
kurlarının durağanlığı sınanacaktır.
Çalışmanın planı şu şekildedir: Birinci bölümde, reel döviz kurunun
hesaplanması ile birlikte satın alma gücü paritesine ilişkin açıklamalara yer
verilecektir. İkinci bölümde, reel döviz kurlarının durağanlığına ilişkin yapılan
uygulamalı çalışmaların sonuçları ortaya konulmuştur. Üçüncü ve dördüncü
bölümlerde sırasıyla, LLS yapısal kırılmalı birim kök testine ilişkin açıklamalar ile
ele alınan ülkelere ait veri seti ve LLS testinin sonuçları sunulmaktadır. Çalışma
LLS testinden elde edilen bulguların ve yapısal kırılma tarihlerinin
değerlendirilmesini içeren sonuç bölümü ile son bulmaktadır.
1. Satın Alma Gücü Paritesi ve Reel Döviz Kuru
Satın Alma Gücü Paritesi (SAGP)’nin ifade ettiği kur seviyesinin belirlenişine
ilişkin fikirlerin ortaya çıkması 16. yüzyılda Merkantalistlerin değerli madenlerin
piyasa değerlerini, ticaret yapan ülkelerin göreceli fiyat seviyeleri ile ilişkilendirme
yolundaki açıklamaları ile başlamasına rağmen (Kalamotousakis, 1978:163),
kavramsal olarak SAGP’yi ilk olarak Cassel (1918) analitik bir çerçeveye
1
2
Bahsi geçen bu ülkeler literatürde E7 ülkeleri olarak adlandırılmaktadır.
Yapısal kırılma ve birim kök testleri hakkında genel bir literatür taraması için: Perron (2007)
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
589
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
oturtmuştur. Döviz kurlarının değişimini açıklayan yaklaşımlardan biri olan SAGP3,
fiyat farklılıklarından yararlanarak getiri elde etmek amacıyla yapılan arbitraj
işlemlerinin sonucu olan Tek Fiyat Kanunu (TFK)’nun doğal bir sonucudur. SAGP
yaklaşımı döviz kurunda kısa dönemde meydana gelen değişimleri açıklamakta
yetersiz kalabilmesine karşın uzun dönemde denge döviz kurunu öngörebileceği
düşünülmektedir.
SAGP’nin temelini oluşturan TFK, dış ticaretin yapılabilmesi için herhangi bir
engelin ve taşıma maliyetlerinin olmadığı, piyasada var olan bilgiye önemsiz
maliyetlerle ulaşılabildiği, fiyat katılıklarının bulunmadığı ve ekonominin tam
istihdam seviyesinde bulunduğu rekabetçi piyasaların varlığında, benzer malların
fiyatının cari döviz kurlarından diğer ülkelerin parasına çevrilmesi halinde bu
ülkelerde de aynı olmasını ifade eder. Ülkeler arasında fiyatların aynı olması arbitraj
işlemi ile mümkün olmaktadır. Tek Fiyat Kanunu, tümü logaritmik olarak ifade
edildiğinde, e nominal döviz kurunu, pi malın yerli fiyatını ve
fiyatını göstermek üzere aşağıdaki gibi ifade edilebilir:
e = pi − pi*
pi* malın yurtdışı
(1)
TFK’ya göre malın yurt içi fiyatı yurt dışı fiyatından büyük olur ise, iktisadi
ajanlar için i malını fiyatı ucuz olan yabancı ülkeden satın alıp fiyatın yüksek
olduğu yurt içi piyasada satmak rasyonel olacaktır. Bu aşamada uygulanan döviz
kuru sistemi önem kazanmaktadır: Eğer sabit veya yönlendirilmiş kur sistemi
uygulanıyorsa, i malının yurt dışı fiyatı yükselirken yurt içi fiyatı düşecek, (1)’deki
eşitlik tekrar sağlanacaktır. Esnek kur sisteminin uygulanması durumunda, yerli
iktisadi ajanlar yabancı ülkeden görece ucuz olan i malını satın almak için yerli
parayı yabancı para ile değiştirecekler ve yerli para değer kaybedecektir. Sonuçta, i
malının fiyatı her iki ülkede aynı kalmasına rağmen, (1)’deki eşitlik döviz kurundaki
değişim ile sağlanacaktır.
SAGP’nin TFK’den temel farkı, ekonomideki tüm malları kapsamasıdır.
Dolayısıyla, tek bir malın fiyatı yerine fiyat endekslerinin kullanılması
kaçınılmazdır. Bu anlamda SAGP, ülkeler arasındaki fiyat farklılıklarını ortadan
kaldırarak para birimlerini birbirlerine dönüştüren orandır ve iki farklı biçimi vardır.
Mutlak SAGP’ye göre iki ülke ulusal parası arasındaki değişim oranı ilgili ülkelerin
fiyatları oranına eşittir. Diğer bir ifadeyle, bir ülkedeki herhangi bir mal sepetinin
fiyatı cari döviz kurundan diğer ülke parasına çevrildiğinde, diğer ülkede de bu mal
sepetinin fiyatı aynı olmalıdır. Mutlak SAGP, e nominal döviz kurunun, p yurt içi
p* yurt dışı fiyatları göstermek üzere aşağıdaki gibi ifade edilebilir:
e = p − p*
(2)
fiyatları ve
Bu yaklaşımda fiyat endeksinin seçimi önem kazanmaktadır. Çünkü
seçilebilecek fiyat endeksi birden fazla olabileceği gibi, bazı durumlarda iki ülke
arasında karşılaştırılabilir bir fiyat endeksi bulmak mümkün olmayabilir. Dış ticarete
konu olmayan birtakım mal ve hizmetlerin fiyat endekslerinde yer alıyor olması
3
Döviz kurlarının belirlenmesine ilişkin diğer yaklaşımlara örnek olarak, Parasalcı Yaklaşım, Portföy
Dengesi Yaklaşımı ve Genel Denge Yaklaşımı verilebilir. Bu yaklaşımların detayları için: Gandolfo
(2002).
590
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
mutlak SAGP’nin hesaplanmasına yönelik eleştirilerden biridir. Göreceli SAGP’de
ise döviz kurundaki değişim; iki ülke arasındaki enflasyon farklılığına göre
oluşmakta, dolayısıyla döviz kurunun seviyesini ülkelerin enflasyonlarındaki
değişim belirlemektedir. Göreceli SAGP:
∆e = ∆p − ∆p*
(3)
SAGP’ye yönelik bu açıklamaların ışığında reel döviz kurunu da, nominal
kurdan iki ülke fiyatlarının etkisinin arındırılmasıyla bulabilir ve q reel döviz
kurunun logaritmasını göstermek üzere aşağıdaki gibi ifade edilebiliriz:
q = e − pi + pi*
(4)
Reel döviz kuru sapmalarını SAGP’nin öngördüğü denge kur seviyesinden
sapma olarak değerlendirmek gerekmektedir. Reel döviz kuru göreceli rekabet
gücünü gösterdiğinden, bir ülkedeki fiyatlar dış ülkedeki fiyatlardan yüksek ise reel
döviz kuru cari döviz kurunun altına düşer, yerli para değer kazanır ve bu durumda
ithalat artar. Dolayısıyla, net ihracat dengesi, rekabet gücü reel kurun düşmesi
nedeniyle azaldığı için, olumsuz etkilenecektir. Tersi durumda da ülkenin dış
rekabet gücü artar ve dış ticaret dengesi bundan olumlu etkilenir.
SAGP, reel döviz kurunun ortalamaya dönme eğiliminde olmasını
gerektirmektedir. Fiyatlarda meydana gelen değişim nominal kuru da aynı oranda
etkileyeceği için reel kur uzun dönemde denge değerine yönelme eğilimde olmalıdır.
Bununla beraber, özellikle kısa dönemde SAGP’nin ifade ettiği denge kur
seviyesinden sapmaların ortaya çıkması muhtemeldir. Bunun nedenlerinden biri,
fiyat endekslerinin yapısı ile ilgilidir. Ülkelerin fiyat seviyelerini değerlendirmek
amacıyla kullanılan endekslerinin kapsamı ve bu kapsama giren mal ve hizmetlerin
ağırlığı farklı olabileceği gibi, mallara ilişkin kalite farklılığı da ülkeler arasında
dikkat çekici boyutta olabilir. Karşılaştırma yapılan ülkelerin gelişmişlik düzeyi de
fiyat endekslerinin hazırlanışında farklılıklar yaratabilir. Ayrıca, fiyat endekslerinin
dış ticarete konu olmayan malları da içermesi, SAGP’nin ifade ettiği ülkeler
arasında fiyatların eşitliği ilkesinin gerçekleşmesini engelleyebilir. SAGP’nin temel
varsayımlarından biri de tüm malların dış ticarete konu olabilmesidir. Fakat bunun
gerçekleşmesi mümkün olmadığından ticareti yapılamayan malların fiyatlarındaki
yükselme ilgili ülkenin fiyatlar genel seviyesini arttıracağı için ilgili ülkenin para
biriminin satın alma gücü düşecektir. Balassa (1964) ve Samuelson (1964), döviz
kurlarının belirlenişinde gelişmiş ve gelişmekte olan ülkelerde ticarete konu olan ve
olmayan malların yarattığı verimlilik ve fiyat etkilerine dikkat çekmektedir.
Samuelson-Balassa hipotezi; reel döviz kurlarındaki değişimi, ülkelerin ticarete
konu olan ve olmayan sektörlerinin göreceli fiyatları ve bu fiyatları belirleyen
göreceli verim hızlarındaki değişim ile açıklamaktadır. Buna göre, her iki grup
ülkede ticarete konu olmayan mallarda verimlilik benzer seviyedeyken, ticarete
konu olan mallarda gelişmiş ülkelerin üstünlüğü söz konusudur. Dolayısıyla, ticarete
konu olmayan mallarda gelişmekte olan ülkelerin görece fiyat üstünlüğü söz konusu
olmaktadır. Fiyat endekslerinin ticarete konu olan ve olmayan malları içerdiği
düşünüldüğünde, gelişmekte olan ülkelerde fiyatlar gelişmiş ülkelere göre görece
düşük bir seviyede oluşmakta ve nominal döviz kurunun ticarete konu olan malların
göreceli fiyatları olarak tanımlanması durumunda, nominal kur ile reel kur seviyesi
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
591
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
farklılaşmaktadır. Gelişmiş ülkeler açısından bu durumun bir sonucu, verimlilik
düzeyinin bu ülkelerde yüksek olması sonucunda reel döviz kurlarının değer
kazanmasıdır. Sonuç olarak, Samuelson-Balassa hipotezine göre iki ülkenin ticarete
konu olan ve olmayan sektörleri arasındaki göreceli verim farklılıkları, ülkelerin
ticarete konu olmayan sektörlerinin nispi fiyat yapısını, dolayısıyla reel kuru
değiştirir. Bu değişme verim artışı yüksek olan ülkenin parasının değerinin
artmasına neden olur.
SAGP’ye göre hesaplanacak olan denge döviz kurunun yalnızca cari işlemleri
dikkate alması fakat sermaye hareketlerini ihmal etmesi, kurların paritenin ifade
ettiği denge değerinden sapma göstermesine yol açan bir başka nedendir. Bu
anlamda finansal hareketlerin giderek serbestleşmesi de SAGP’den sapmaları
derinleştiren nedenlerden biri olmaktadır. SAGP’nin mal akımları üzerine kurulmuş
olması, paritenin ifade ettiği denge kurun ithalat ve ihracatı dengeleyecek kur
mekanizmasının sağlanmasına yönelik bir işlevi olmasına yol açmaktadır. Bu
anlamda paritenin ifade ettiği denge kur ithalat-ihracat dengesini sağlamayı ima
etmektedir. Ancak finansal hareketlerin yaygın bir şekilde serbestleşmesi cari işlem
dengesinin sürdürülebilirliğinin sermaye hareketleri ile beraber düşünülmesi
gerekliliğini ortaya koymaktadır. Ülkelerin izledikleri faiz politikalarının sermaye
akımlarının yönünü etkilemesi dolayısıyla örneğin herhangi bir ülkedeki aşırı döviz
arzının mevcut olması, kuru SAGP’nin ifade ettiği denge kurundan uzaklaştırabilir.
Bu durum süreklilik arz etmemekte ve kurun uzun dönem dengesine dönmesi
beklenmektedir (Hallwood ve MacDonald, 2000:125).
TFK’nin de geçerliliğine engel olabilecek olan tüm unsurlar, yani ülkeler
arasında fiyatların eşitlenmesini engelleyecek diğer faktörlerin varlığı da SAGP’nin
ifade ettiği denge kurdan sapmalara yol açabilir (Imls vd., 2002:7).
Döviz kurları SAGP’nin öngördüğü denge ilişkisine göre hareket ederlerse, fiyat
farklılıkları cari kura yansıyacak ve reel döviz kuru değişmeyeceği için ülkelerin
rekabet güçleri de kur değişimlerinden etkilenmeyecektir. Bununla birlikte kısa
dönemde kurlardaki değişimler SAGP’nin denge ilişkisini yansıtacak şekilde hareket
etmeyebilir ve reel döviz kuru denge seviyesinden reel ve parasal sebeplerle
sapmalar gösterebilir. Döviz kurları, örneğin parasal bir genişleme söz konusu
olduğunda, ekonomide var olan katılıklar nedeniyle fiyatlara göre daha hızlı hareket
ederse reel kur denge seviyesinden sapmış olacaktır.
Ülkelerin döviz kuru politikalarının ve merkez bankalarının özerkliğinin de reel
kur dengesizliklerinde önemli olduğu belirtilmelidir. Özerk merkez bankalarının
döviz kuru politikalarıyla tutarlı döviz kuru politikası izledikleri görülmektedir.
Merkez bankalarının özerklikleri azaldıkça genişletici makroekonomik politikaların
yol açtığı enflasyon döviz kurunun aşırı değerlenmesine yol açmakta ve reel döviz
kurunun SAGP’nin öngördüğü denge değerinden sapmalar göstermesine neden
olmaktadır (Doğanlar ve Özmen, 2000:112).
Reel kurda görülen sapmalar reel faktörlerden kaynaklanıyorsa yeni bir denge
kuru oluşacak ve SAGP’den sapma kalıcılık gösterecektir. Diğer bir ifadeyle, kurlar
ve fiyatlar birlikte hareket etmeyecek ve uzun vadede de SAGP geçerli
olmayacaktır. Dış ticaret hadlerindeki ve verimlilikteki değişimler reel faktörlerden
kaynaklanan sapmalara neden olabilirler. Bu durumda parasal faktörler kısa vadede
etkilidir ve SAGP’den geçici sapmalara yol açabilirler, fakat uzun vadede reel döviz
592
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
kuru denge seviyesine dönecektir. Reel faktörler ise denge döviz kurunu
değiştireceğinden, reel kur yeni bir denge noktasına doğru hareket edecektir.
Dış ticarete getirilen kısıtlamalar, ulaşım maliyetleri, teknoloji ve verimlilik
değişimleri, dış ticaret hadlerindeki değişimler, sermaye hareketlerinin varlığı,
hükümet politikalarındaki değişimler gibi reel faktörlerden dolayı da reel kur denge
seviyesinden sapmalar gösterebilir. Gelişmekte olan ülkelerin ekonomik şartları
dikkate alındığında sayılan unsurların denge kur üzerinde kalıcı değişimlere yol
açabileceği görülmektedir (Doğanlar ve Özmen, 2000:121).
Reel döviz kurunun denge seviyesinde ya da bu seviyeye dönme eğiliminde
olması, başta dış ticaret dengesi olmak üzere ekonomik istikrarın temelini teşkil
ederken aynı zamanda dış dengeye bağlı olarak gelir dağılımında da dolaylı etkilere
sahiptir. Aşırı değerlenmiş yerli para ithalatı özendirerek, ithalatçı kesimlere dolaylı
biçimde kaynak aktarımına yol açarken; ülkede göreceli olarak yoğunlukla sahip
olunan faktörün ihracat imkânlarını kısarak, kaynakların hem etkinsiz kullanımına
hem de adaletsizliğin derinleşmesine yol açabilmektedir.
Sermaye hareketlerini gözardı ederek mal hareketliliğini dayanak alan SAGP’ye
göre, döviz kuru sistemi olarak sabit kur rejimi uygulandığında, ülkeler arasındaki
fiyat farklılıklarının yaratacağı baskılar, devalüasyonu kaçınılmaz hale getirerek,
mal fiyatlarının döviz cinsinden farklılığının giderilmesine yol açacaktır. Esnek kur
sisteminin uygulandığı ülkelerde ise, kurların alacağı değer, ülkeler arasındaki
göreceli fiyat değişim oranlarının bir ölçüsü olacaktır.
Ayrıca SAGP’den sapmaların uygulanan kur sistemi ile yakından ilgisi vardır.
Esnek kur sisteminin uygulanması durumunda, bu sistem enflasyon oranının belli bir
patikayı takip etmesine yol açar. Çünkü reel kurun denge seviyesinden sapması
durumunda nominal kur büyük ölçüde düzeltici mekanizma olarak çalışacaktır.
Esnek kur sistemi, fiyat hareketliliğini gecikme olmaksızın kurlara yansıtılabilme
özelliğine sahipken, sabit ya da yönetimli kur sistemleri fiyat değişimlerinin kurlar
üzerindeki etkisi gecikmeli olmakta, bu durum sabit ya da yönetimli kur
sistemlerinde dengesizliklere yol açabilmektedir.
2. Reel Döviz Kurunun Durağanlığına İlişkin Uygulamalı Çalışmalar
SAGP’nin geçerliliğine ilişkin çalışmalar literatürde geniş bir tartışma alanı
bulmuştur. Uygulamalı çalışmaların paritenin geçerliliğine ilişkin genel geçer bir
sonuca varamadığı görülmektedir. Kullanılan ekonometrik yönteme göre sonuçların
değişebileceği dikkat çekmektedir.4
Lau (2009) çalışmasında, Danimarka, Norveç, Hollanda ve İspanya’nın
Amerikan doları temel alınarak hesaplanan reel döviz kurlarını 1950-1995 dönemi
için Im, Pesaran ve Shin (2001), Sarno ve Taylor (1998) ve Breuer vd. (2001)
panel birim kök testleri aracılığıyla sınamış ve ilk iki test, tüm ülkeler için
SAGP’nin geçerliliğine ilişkin kanıt olmadığını gösterirken, son test, İspanya
dışındaki tüm ülkeler için SAGP’yi destekler nitelikte kanıtlar ortaya koymuştur.
Hooi ve Smyth (2007), yapısal kırılmalı panel ve zaman serisi birim kök testleri
aracılığı ile ABD doları temel alınarak hesaplanan reel döviz kurlarını Endonezya,
4
Çalışmamızda yakın zamanda yapılan ve güncel ekonometrik modelleri içeren çalışmaların detaylarını
sunmayı amaçladık. Bu anlamda, SAGP’ye yönelik “uygulamalı” çalışmaların özeti için: Taylor ve
Taylor (2004) ile Taylor (2003, 2006).
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
593
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Malezya, Filipinler, Güney Kore, Tayland, Bangladeş, Kamboçya, Hindistan, Laos,
Myanmar, Pakistan, Çin, Singapur, Sri Lanka ve Vietnam için Ocak 1995-Ekim
2004 dönemini kapsayan bir zaman aralığında test etmiş ve yapısal kırılmalı panel
birim kök testi sonuçları Endonezya, Güney Kore, Tayland, Kamboçya, Hindistan,
Laos ve Pakistan için reel kurların ortalamaya dönme eğiliminde olduklarını
göstermiştir. Baharumshah vd. (2007), heterojen panel veri için geliştirilen birim
kök testleri aracılığıyla, Endonezya, Malezya, Filipinler, Güney Kore, Tayland ve
Singapur için ABD doları ve Japon yeni temel alınarak hesaplanan reel döviz
kurlarının durağanlığını test etmişlerdir. Bahsi geçen ülkelerde dolar ve yen
cinsinden hesaplanan reel döviz kurlarının durağan olduğu sonucuna varılmıştır.
Birim kök testlerinin ele alınan zaman serisinde yapısal değişimi dikkate
almaması durumunda sapmalı sonuçlar vereceği bilinmektedir. Yoon (2009)’un
çalışmasında, Leybourne vd. (2007) tarafından geliştirilen, tarihi önceden
bilinmeyen birden çok yapısal değişimin test edilebildiği birim kök testi aracılığıyla,
Avustralya, Belçika, Danimarka, Fransa, İtalya, Japonya, Norveç, Portekiz, İspanya,
İsveç, İşviçre, İngiltere, Kanada, Finlandiya, Almanya ve Hollanda için 1870-1998
arası reel döviz kuru durağanlığı sınanmıştır. Örneklem, Altın Standardı dönemi, iki
dünya savaşı dönemi, Bretton Woods dönemi ve Bretton Woods sonrası dönem
olmak üzere dört alt aralığa ayrılmış ve uygulanan döviz kuru sistemleri ile
SAGP’nin ilişkisinin açığa çıkarılması hedeflenmiştir. Genel olarak Altın Standardı
ve Bretton Woods dönemlerinde reel döviz kurlarının durağan olduğu sonucuna
ulaşılmıştır.
Caporale ve Hanck (2009), eşbütünleşme analizi yardımıyla, Arjantin,
Avustralya, Belçika, Brezilya, Danimarka, Fransa, İtalya, Japonya, Meksika,
Norveç, Portekiz, İspanya, İsveç, İsviçre, İngiltere, Kanada, Finlandiya, Almanya,
Şili, Yeni Zelanda ve Hollanda için ABD doları temel alınarak nominal döviz kuru,
yerli ve yabancı fiyat seviyeleri arasında 1892-1996 dönemi için eşbütünleşme
ilişkisinin varlığını sınamıştır. Ele alınan dönemde SAGP’ye ilişkin sonuçlar alt
dönemler itibarıyla değerlendirilmiş ve paritenin geçerliliğinin alt dönemlere göre
değiştiği belirtilmiştir. Narayan vd. (2009) ve Carrion-i-Silvestre vd. (2005)
tarafından geliştirilen ve birden çok kırılmayı dikkate alan eşbütünleşme testi
yardımıyla, nominal döviz kuru ve göreceli fiyatlar arasında uzun dönem denge
ilişkisinin varlığını araştırmış ve Almanya, Avusturya, Belçika, Danimarka,
Finlandiya, Fransa, Hollanda, İtalya, Japonya, Norveç, Portekiz, İspanya, İsveç,
İsviçre ve Kanada için, İngiltere’nin fiyatlarını temel alarak gerçekleştirdikleri
analizde tüm ülkeler için eşbütünleşme ilişkisini destekler nitelikte bulgulara dikkat
çekmişlerdir. Kargbo (2009a), 1955-2005 dönemi için Arjantin, Brezilya, Şili,
Kolombiya, Mısır, Macaristan, Hindistan, Endonezya, İsrail, Ürdün, Kore, Malezya,
Meksika, Fas, Pakistan, Peru, Filipinler, Polonya, Singapur, Güney Afrika, Tayland,
Türkiye ve Venezüella için Johansen (1988, 2000) eşbütünleşme tekniği kullanarak
gerçekleştirdiği analizde tüm ülkeler için SAGP lehine kanıtlar bulmuştur. Kargbo
(2009b), gelişmekte olan 23 ülke (Arjantin, Brezilya, Şili, Kolombiya, Mısır,
Macaristan, Hindistan, Endonezya, İsrail, Ürdün, Kore, Malezya, Meksika, Fas,
Pakistan, Peru, Filipinler, Polonya, Singapur, Güney Afrika, Tayland, Türkiye ve
Venezüella) için ABD fiyat endeksi ile hesapladığı reel döviz kurlarının Johansen
(2000)’in yapısal kırılmayı dikkate alan eşbütünleşme testini kullanarak
594
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
gerçekleştirdiği çalışmasında, 1951-2005 dönemi için SAGP’nin tüm ülkeler için
geçerli olduğunu öne sürmüştür.
Akdi vd. (2009)’da Almanya, Kanada, Fransa, İtalya, Japonya ve İngiltere için
ABD doları temel alınarak, reel döviz kurlarının durağanlığı periodogram analizi ile
sınanmış ve geleneksel birim kök testleri ile karşılaştırma yapılmıştır. Geleneksel
birim kök testleri Fransa hariç SAGP’yi desteklemezken, periodogram analizi tüm
ülkeler için SAGP’nin geçerli olduğuna dair kanıtlar sunmuştur. Sephton (2008),
kırılmalı uzun bellek (long memory) modelleri aracılığıyla Avustralya, Belçika,
Danimarka, Fransa, İtalya, Japonya, Norveç, Portekiz, İspanya, İsveç, İsviçre,
İngiltere, Kanada, Finlandiya, Almanya ve Hollanda için ABD fiyatları ile
hesaplanan reel kurların durağanlığını test etmiş ve reel kurların durağan olduğunu
belirtmiştir.
Liew vd. (2009) ve Breitung (2001) tarafından geliştirilen parametrik olmayan
eşbütünleşme testi yardımıyla, Endonezya, Kore, Malezya, Singapur, Tayland ve
Filipinler için Japon yenini temel alarak gerçekleştirdikleri analizde, 1974-2004
arası dönemde nominal kurlar ile fiyat düzeyi arasında Malezya dışındaki ülkelerde
doğrusal olmayan bir formda uzun dönem denge ilişkisinin var olduğunu
göstermişlerdir. Bec vd. (2008), Kanada, Japonya, İngiltere, Almanya, Fransa ve
İtalya için ABD fiyatları, yerli fiyatlar ve nominal kurun uzun dönem denge
ilişkisini Eşik Vektör Hata Düzeltme (Threshold Vector Error Correction) modeli
aracığıyla test etmişlerdir. Bu yöntemle yapılan analizin SAGP’yi destekler sonuçlar
verdiği belirtilmektedir. Holmes ve Wang (2006), Bretton Woods sonrası esnek
döviz kuru sisteminin uygulandığı Hindistan, Endonezya, Japonya, Malezya,
Pakistan, Filipinler, Singapur, Güney Kore ve Tayland için yerli fiyatlar, ABD fiyatı
ve nominal kur seviyesi arasında asimetrik uyarlamayı dikkate alan ve Enders ve
Siklos (2001) ile Enders ve Dibooglu (2001) tarafından geliştirilen eşbütünleşme
testi aracılığıyla SAGP’nin geçerliliğini test etmiştir. Analizin sonuçlarına göre, reel
kurlarda sadece pozitif sapmalar ortalamaya dönme eğilimindedir.
Doğrusal olmayan birim kök testleri de SAGP’nin geçerliliğinin sınanmasında
yaygın olarak kullanılmaya başlanmıştır. Cuestas (2009), merkezi ve Doğu Avrupa
ülkeleri için Amerikan doları temel alınarak, Kapetanios vd. (2003) tarafından
literatüre kazandırılan üssel yumuşak geçişli (exponential smooth transition) KSS
birim kök testi ve Bierens (1997) tarafından geliştirilen doğrusal olmayan birim kök
testi aracılığıyla gerçekleştirdiği çalışmasında, doğrusal olmayan etkileri dikkate
alan yöntemlerin daha güvenilir sonuçlar vereceğini belirtmiş ve ele aldığı ülkeler
için SAGP’yi destekler kanıtlar sunmuştur. Oskoee, Kutan ve Zhou (2008),
gelişmekte olan 88 ülke için geleneksel birim kök testleri ve KSS birim kök testi
aracılığıyla SAGP’yi test etmiştir. Geleneksel birim kök testleri reel efektif döviz
kurunun 12 ülke için ortalamaya dönme eğilimde olmadığını gösterirken KSS testi
uygulandığında bu sayı 19’a çıkmıştır. Ahmad ve Rashid (2008), Bangladeş,
Hindistan, Pakistan, Sri Lanka ve Çin için reel döviz kurunun durağanlığını
geleneksel ve doğrusal olmayan birim kök testleri aracılığıyla sınamışlar ve
sonuçların seçilen fiyat endekslerine duyarlı olduğunu belirtmişlerdir. Liew vd.
(2004), KSS birim kök testi ile Hindistan, Endonezya, Japonya, Güney Kore,
Malezya, Nepal, Pakistan, Filipinler, Singapur, Sri Lanka ve Tayland için Japon yeni
ve ABD doları temel alınarak hesaplanan reel döviz kurlarının, dolar bazında Nepal,
Filipinler, Sri Lanka dışında durağan, yen bazında ise Hindistan, Nepal, Filipinler ve
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
595
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Sri Lanka dışında durağan olduğunu belirtmişlerdir. Karşılaştırma amacıyla
Genişletilmiş Dickey Fuller (Augmented Dickey Fuller) testi de uygulanmış ve bu
test sonuçlarına göre tüm ülkeler için reel döviz kurunun durağan olmadığı sonucuna
varılmıştır.
Panel veriler için de doğrusal olmayan birim kök testleri SAGP’nin test
edilmesinde yaygın olarak kullanılmaktadır. Chang ve Su (2009), Petrol İhraç Eden
Ülkeler Birliği üyesi ülkeler için gerçekleştirdikleri çalışmalarında Breuer vd. (2001)
tarafından geliştirilen doğrusal olmayan panel birim kök testi aracılığıyla, ABD
doları temel alınarak hesaplanan reel döviz kurlarının durağanlığını test etmişler ve
Angola, Endonezya, İran ve Suudi Arabistan için SAGP’yi destekler kanıtlar ortaya
koymuşlardır.
Zaman serisi modellerinde uzun dönem denge ilişkisi araştırılırken karşılaşılan
sorunlardan biri, serilerin durağanlık derecelerinin farklılığıdır. Bu sorunun
üstesinden gelmek amacıyla Pesaran vd. (2001) tarafından literatüre kazandırılan ve
aynı dereceden bütünleşik olmayan zaman serilerinin eşbütünleşme ilişkisini
araştırmaya olanak tanıyan yeni bir yöntem de SAGP’nin test edilmesi amacıyla
kullanılmıştır. Narayan ve Smyth (2006), Çin ve ABD arasında reel döviz kuru, reel
faiz oranı ve döviz rezervleri arasındaki uzun ve kısa dönem dengesini araştırdıkları
çalışmalarında bahsi geçen yöntemi yapısal kırılmayı içerecek biçimde
genişletmişler ve ele alınan değişkenlerle uzun dönem denge ilişkisinin varlığı
ortaya konulmuştur. Oskooee ve Hegerty (2009), gelişmiş ve gelişmekte olan 123
ülke için ABD fiyatlarını temel alarak ve Pesaran et al. (2001) yöntemini kullanarak
gerçekleştirdikleri çalışmalarında genel olarak gelişmiş ülkelerde SAGP’nin geçerli
olduğunu, bununla beraber gelişmekte olan ülkelerde paritenin geçerli olmadığını
belirtmişlerdir.
Reel döviz kurlarının durağanlığının araştırılmasında rejim değişikliğini de
dikkate alan çalışmaların sayısının arttığı görülmektedir. Payaslıoğlu (2008),
Endonezya, Güney Kore ve Tayland için ABD doları temel alınarak hesaplanan reel
döviz kurunun durağanlığını araştırdığı çalışmasında, reel döviz kurlarındaki rejim
değişikliklerine ilişkin kanıtlar sunmuştur. Çalışma bu değişikliklerin 1997 Asya
Krizi ile ilişkili olduğunu ortaya koymaktadır. Kanas (2009) çalışmasında, 43
gelişmekte olan ülke için ABD fiyatları ile hesaplanan reel döviz kurunun
durağanlığını Markov geçişli ADF testi ile sınamış ve 36 ülkenin reel döviz kurunu
durağan çıkarmış, diğer ülkelerin reel döviz kurunun bir rejimde durağan olurken
başka bir rejimde durağan olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Buradan hareketle içinde
bulunulan rejime göre reel döviz kurlarının durağanlığının değiştiği yani kurların
rejim bağımlı olduğu sonucuna varılmıştır. Rejim değişikliği kavramını ele alan
çalışmalardan biri de Copeland ve Heravi (2009) tarafından gerçekleştirilmiştir. Bu
çalışmada, lojistik yumuşak geçiş (logistic smooth transition) modeli aracılığıyla,
İngiltere, Fransa ve Japonya için ABD doları temel alınarak hesaplanan reel döviz
kurlarının durağanlığı test edilmiş ve kurların seyrinin rejim değişikliği gösterdiği ve
her bir rejimde kurların ortalamaya dönme eğiliminde olduğu belirtilmiştir.
3. Ekonometrik Yöntem
Nelson ve Plosser (1982)’in Amerika Birleşik Devletleri’ne ait bazı makro
iktisadi zaman serilerinin durağanlığını sınadıkları çalışma, bu tür serilerin
durağanlığını sınayarak çeşitli iktisadi yorumlamalarda bulunan birçok akademik
596
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
çalışmaya öncü olmuştur. Perron (1989)’un yapısal değişimi dikkate alarak, Nelson
ve Plosser (1982)’in durağanlığını sınadığı serilere uyguladığı birim kök testi ise,
zaman serileri analizinde yapısal değişimin dikkate alınmasının önemini ortaya
koymuş ve literatüre yapısal değişimleri dikkate alan diğer birim kök testlerinin
kazandırılmasına ön ayak olmuştur.5 Bu testlerden bir kısmı yapısal değişimin dışsal
olarak belirlenmesine olanak sağlarken, bir kısmı ise değişimi içsel olarak
belirlemektedir. Zivot-Andrews (1992), Banerjee, Lumisdaine ve Stock (1992),
Perron ve Vogelsang (1992), Lumsdaine ve Papell (1997), Perron (1997) ile Lee ve
Strazicich (2003 ve 2004) literatürde sıkça kullanılan, yapısal değişimleri dikkate
alan birim kök testlerinden bazılarıdır. Bahsi geçen bu çalışmaların hepsi, yapısal
değişimin tek dönemlik diğer bir ifadeyle ani olarak gerçekleştiğini
varsaymaktadırlar. Fakat birçok iktisadi ve özellikle finansal seride meydana gelen
yapısal değişim Saikkonen ve Lütkepohl (2002)’de de belirtildiği gibi ekonomideki
tüm aktörler, meydana gelen değişimlere anlık ve eş zamanlı tepki vermedikleri için
bir dönemde değil, birden çok döneme yayılarak, doğrusal olmayan bir dinamiğe
sahip olarak gerçekleşmektedir.
Lanne vd. (2002) ile Saikkonen ve Lutkepohl (2002) tarafından geliştirilen birim
kök testi (LLS birim kök testi) yapısal değişimin doğrusal olmayan fonksiyonlarla
ifade edilmesine olanak sağladığı için yapısal değişimden sonraki yeni düzeye
geçişin düzgün olmasına izin vererek, yapısal değişimin etkisinin birden çok dönem
boyunca sürmesini sağlamaktadır.
Lanne vd. (2002) ile Saikkonen ve Lutkepohl (2002) aşağıda gösterilen modeli
temel alan birim kök testleri önermişlerdir:
yt = µ0 + µ1t + f t (θ )′ γ + xt
(5)
Bu modelde f t (θ ) ile gösterilen değişim fonksiyonu veri yaratma sürecinin
deterministik bileşenine ( µt ) eklenmiştir.
θ
ve
γ
bilinmeyen parametreler olup,
xt olası birim kök sürecine uygunluk gösteren bir AR(p) ile üretilen kalıntılardır.
Burada, öncelikle birim kök temel hipotezi altında Genelleştirilmiş En Küçük
Kareler (GEK) yöntemi ile deterministik kısım tahmin edilir. İkinci adımda, orijinal
seriler, tahmin edilen deterministik kısımdan çıkarılarak düzenlenmiş seri elde edilir.
Son aşamada ise düzenlenmiş serilere genişletilmiş Dickey Fuller testi uygulanarak,
test istatistikleri elde edilir (Lanne vd., 2002: 682).
(5)’te yer alan değişim fonksiyonunu 3 değişik formda tanımlamak mümkündür.
Bu fonksiyon doğrusal formda olabilir:
⎧0,
1
ft ( ) = d1t = ⎨
⎩1,
Burada,
t < TB
t ≥ TB
(6)
TB değişim tarihini göstermek üzere, değişim fonksiyonu bir kukla
değişken ile ifade edilmektedir. Bu fonksiyon
θ
parametresine bağlı değildir ve bu
5
Nelson-Plosser (1982) inceledikleri 14 zaman serisinin sadece birini durağan bulurken, Perron (1989)
yapısal değişimleri dikkate alarak, bu serilerin 11 tanesinin durağan olduğu sonucuna varmıştır.
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
597
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
fonksiyonun farkının alınması halinde etki gölge değişkeni elde edilir (Tang, 2007:
252). Bu fonksiyon, aslında serinin değerlerinin yapısal değişme tarihini geçip
geçmemesine göre 1 veya 0 değerlerinden birini alan gölge değişkendir. Bu
fonksiyonda, yapısal değişme anlıktır ve bu değişmenin bir dönemde meydana
geldiği varsayılır.
(5)’te yer alan değişim fonksiyonu doğrusal olmayan, üssel bir formda da
olabilir:
ft (
2)
t < TB
⎧⎪0,
⎪⎩1 − exp ( −θ ( t − TB + 1) ) ,
(θ ) = ⎨
Bu değişim fonksiyonu,
TB
t ≥ TB
(7)
zamanında başlayan yeni düzeye doğrusal olmayan
kademeli bir geçişe izin veren üssel dağılım fonksiyonuna dayanmaktadır.
θ
ve
γ
skaler parametreler olup, θ > 0 kısıtı bulunmaktadır.
Son olarak, (5)’te yer alan değişim fonksiyonu oransal bir formda da olabilir:
ft
( 3)
d1,t −1 ⎤′
⎡ d1,t
,
(θ ) = ⎢
⎥
⎣1 − θ L 1 − θ L ⎦
Bu fonksiyon ise f t
bir
fonksiyon
(1)
(8)
fonksiyonuna uygulanan, gecikme operatöründeki oransal
olarak
görülebilir.
Gerçek
değişim
terimi
⎡γ 1 (1 − θ L ) + γ 2 (1 − θ L ) l ⎤ d1t şeklindedir. θ , 0 ile 1 arasında değişken
⎣
⎦
skaler bir parametre ve γ = ( γ 1 : γ 2 ) ise iki boyutlu parametre vektörüdür (Tang,
−1
−1
2007:252). Üçüncü form alternatif bir gösterimle aşağıdaki gibi ifade edilebilir
(Assaf, 2008:271):
⎧
⎪
⎪0,
⎪
( 3)
f t (θ ) = ⎨γ 1
⎪
t −TB
⎪γ 1 + ∑ θ j −1 (θγ 1 + γ 2 ) ,
⎪⎩
j =1
Üssel değişim fonksiyonu ( f t
fonksiyonu ( f t
( 3)
) ise
θ →0
( 2)
)
t < TB
t = TB
t ≥ TB
(9)
θ →∞
olması ve
γ
olması halinde, oransal değişim
’nin ikinci bileşeninin sıfır olması
halinde, tek dönemde gerçekleşen kırılmayı temsil eden f t
(Lanne vd., 2002:679). Dolayısıyla, f t
( 2)
ve f t
( 3)
(1)
fonksiyonuna yaklaşır
fonksiyonlarının
θ ’nın uygun
değerleri için tek zamanlı ani kırılmaları gösterebildikleri ifade edilebilir. Bu
nedenle her iki fonksiyon da kırılmanın ani ve tek dönemde tanımlandığı ilk
formdaki fonksiyonel yapıyı da ve yavaş geçişe izin veren yapıyı da karakterize
edebilmektedir.
598
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
LLS birim kök testinde üzerinde durulması gereken nokta, AR(p) modelin
mertebesine ve kırılma tarihinin seçimine karar verilmesidir. p mertebesinin seçimi
için Akaike, Hannan-Quinn gibi bilgi kriterleri kullanılabilirken, kırılma tarihi ise
genellikle birim kök temel hipotezini reddetmeyi en çok sağlayan tarih seçilebilir.
Bu amaçla, Lanne vd. (2003) öncelikle makul uzunlukta bir AR mertebeyi seçmeyi
ve daha sonra deterministik kısmın parametrelerini tahmin etmek amacıyla
kullanılan GEK amaç fonksiyonunu minimize eden tarihi seçmeyi önermişlerdir.
Kritik değerler için Lanne vd. (2002)’de yer alan tablolardan faydalanılmaktadır.
Bu çalışmadaki kritik değerler kırılma zamanının bilindiği varsayımı altında
üretilmiştir; fakat, Lanne vd. (2003)’de belirtildiği üzere, hem kırılma zamanının
bilindiği, hem de bilinmediği durumlarda hesaplanan testlerde kullanılan teoremlere
ait asimptotik dağılımlar birbirinin aynıdır. Hatta bu değerler, seride bir değişim
olmaması halinde bile kullanılabilmektedir (Lanne vd., 2003:98). Elde edilen test
istatistiğinin ilgili kritik değerden büyük olması halinde, birim kök temel hipotezi
reddedilmektedir.
4. Veri ve Ampirik Bulgular
Çalışmamızda gelişmekte olan yedi ülkenin (Brezilya, Çin, Endonezya,
Hindistan, Meksika, Rusya ve Türkiye) reel döviz kurlarının durağanlığı
sınanmaktadır. Veri aralığı olarak, Brezilya, Hindistan ve Rusya hariç olmak üzere
Ocak 1995-Aralık 2009 arası seçilmiştir. Yeterli veri elde edilemediğinden veri
aralığının başlangıcı Brezilya için Ocak 1996, Rusya için Haziran 1995 olarak
seçilmiş, veri aralığının bitişi ise Rusya ve Hindistan için Kasım 2009 olarak
belirlenmiştir. Çalışmada kullanılan veriler Uluslararası Para Fonu-Uluslararası
Finansal İstatistikler (International Monetary Fund-International Financial Statistics)
ve Ekonomik İşbirliği ve Kalkınma Örgütü-Temel Ekonomik Göstergeler Veritabanı
(Organization for Economic Cooperation and Development-Main Economic
Indicators Database)’ndan derlenmiştir.6
Maksimum gecikme uzunluğunu seçmek amacıyla literatürde değişik yöntemler
kullanılabilmektedir. Pratikte, T örnek boyutunu göstermek üzere
Schwert (1989) tarafından öne sürülen kmaks = 12 × ( T /100 )
1
4
3
T veya
gibi değerler
kullanılmaktadır. Çalışmamızda her iki yöntemle de elde edilen maksimum gecikme
uzunluğunu kullanarak seçilen uygun gecikmeli model otokorelasyon içerdiğinden,
en yüksek gecikme uzunluğu olarak 12 seçilecek ve uygun gecikme uzunluğunu
belirlemek amacıyla Akaike bilgi kriterinden faydalanılacaktır. Tablo 1, alternatif
fonksiyon biçimlerine göre reel döviz kurlarındaki kırılma tarihlerini, test
istatistiklerini, uygun gecikme sayılarını ve Ljung-Box otokorelasyon test istatistik
değerlerini göstermektedir.
6
Ek 1’de reel kurların, Çin hariç, normal dağılmadığı görülmektedir. Brezilya ve Türkiye’de değişim
katsayıları sırasıyla %35,8 ve %50,56’dır. Bu değerlerin dikkat çekici büyüklüğü kurlardaki yüksek
dalgalanmayı işaret etmektedir.
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
599
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Tablo 1: Birim Kök Test Sonuçları
Kırılma
Tarihi
Brezilya
Çin
Endonezya
Hindistan
Meksika
Rusya
Türkiye
Fonksiyon
Test
Tipi
İstatistiği
k
LB
Oca.99
Doğrusal Değişim
-0,6512
0
4,3846 [0,9755]
Oca.99
Üssel Değişim
-0,6483
0
17,6397 [0,1271]
Oca.99
Oransal Değişim
-1,2556
2
19,0113 [0,0883]
Şub.08
Doğrusal Değişim
-3,3813V
12
14,4924 [0,2704]
V
12
14,3262 [0,2804]
Şub.08
Üssel Değişim
-3,3353
Şub.08
Oransal Değişim
-3,4240 V
12
15,0740 [0,2374]
Oca.98
Doğrusal Değişim
-1,5958
9
1,5075 [0,9999]
Oca.98
Üssel Değişim
-1,5024
9
2,9408 [0,9959]
Oca.98
Oransal Değişim
-1,3296
9
3,2696 [0,9933]
May.09
Doğrusal Değişim
-0,7597
2
9,6995 [0,6423]
May.09
Üssel Değişim
-1,3432
2
9,5893 [0,6519]
May.09
Oransal Değişim
-1,3562
2
9,3877 [0,6695]
Eki.08
Doğrusal Değişim
-3,1934 V
0
19,6362 [0,0743]
V
0
20,0095 [0,0669]
Eki.08
Üssel Değişim
-3,1676
Eki.08
Oransal Değişim
-2,3010
0
9,4550 [0,6637]
Eyl.98
Doğrusal Değişim
-0,2841
1
10,7811 [0,5478]
Eyl.98
Üssel Değişim
-0,3264
1
9,0844 [0,6957]
Eyl.98
Oransal Değişim
-0,9270
0
18,7329 [0,0952]
Şub.01
Doğrusal Değişim
-0,6391
1
13,7624 [0,3161]
Şub.01
Üssel Değişim
-0,6004
1
15,7927 [0,2009]
Şub.01 Oransal Değişim
-0,9521
0
16,7690 [0,1585]
Not: k; akaike bilgi kriterine göre seçilmiş olan uygun gecikme uzunluğunu göstermektedir.
LB; 12 gecikmeye göre hesaplanmış olan Ljung-Box otokorelasyon istatistiğini
göstermektedir. Köşeli parantez içerisindeki değerler olasılık değerleridir. Kritik değerler %1,
%5, %10 seviyelerinde sırasıyla -3,58, -2,93 ve -2,62 (Lanne vd. 2002)’dir.
V
; %5 seviyesinde anlamlılığı, dolayısıyla ilgili serinin durağanlığını göstermektedir.
Tablo 1 incelendiğinde, ABD dolarının baz alındığı reel döviz kurunun Meksika
ve Çin dışındaki ülkeler için durağan olmadığı görülmektedir. Diğer bir ifadeyle,
reel kurlar ortalamaya dönme eğiliminde değildir ve dolayısıyla SAGP ele alınan
dönem itibarıyla geçerli bulunmamıştır. Reel döviz kurlarındaki yapısal kırılmalara,
risk algılamasının değişmesi sonucu oluşan ani sermaye hareketleri, finansal krizler
600
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
ve bunun sonucunda değişen faiz oranları, döviz kuru sistemindeki değişiklikler,
devalüasyon, enflasyonda beklenenin üzerinde gerçekleşen artışlar, spekülatif
ataklar, merkez bankalarının döviz piyasasına müdahaleleri ve gümrük sistemindeki
değişiklikler gibi etmenler neden olabilir. Brezilya, Ocak 1999’da ulusal parasında
%8 oranında bir devalüasyon gerçekleştirmiştir (Ferreira ve Tullio, 2002:144).
Endonezya 1997 Asya krizinden etkilenmiş ve ulusal parası Ocak 1998’de büyük
değer kaybına uğramıştır (Özel, 2005:74). Rusya, Asya krizinden hemen sonra
1998’de finansal krizle karşılaşmış ve ulusal para özellikle aynı yılın ikinci
çeyreğinden sonra değer kaybetmiştir (Özel, 2005:96). Türkiye ise Şubat 2001’de
ulusal paraya yönelik bir spekülatif atak sonucu uygulamış olduğu döviz kuruna
dayalı istikrar programından vazgeçmiş ve döviz kurunu dalgalanmaya bırakmak
zorunda kalmıştır. Hindistan, son yıllarda özellikle bilişim teknolojileri alanında
önemli gelişim gösteren bir ülke olmuştur. Bu sektörde elde edilen kazançların ABD
doları cinsinden elde ediliyor olması, sektör şirketlerinin hisse senetleri ile dolar
kuru arasında yakın bir ilişki olmasına yol açmaktadır. Mayıs 2009’da hisse senedi
piyasasında görülen bir daralma, ulusal paranın dolara göre değer kazanmasına yol
açmıştır. Çin’de 2008 başında ulusal para dolara göre değer kazanmış ve
Meksika’da ulusal para ABD’de ortaya çıkan kredi krizinin etkisiyle değer
kaybetmiştir.
Sonuç
Bu çalışma SAGP’nin, gelişmekte olan yedi ülke için geçerliliğini Lanne vd.
(2002) ile Saikkonen ve Lutkepohl (2002) tarafından geliştirilen yapısal kırılmalı
birim kök testi ile analiz etmiş ve yapısal kırılmaların nedenlerini tartışmıştır.
Analiz, gelişmekte olan ülkelerde reel kur gibi önemli bir makro iktisadi değişkeni
incelerken, stokastik trend ve yapısal değişimlerin gözardı edilemez önemini
vurgulamaktadır. İncelenen ülkelerde reel kurda görülen yapısal değişimlerin;
sürdürülemeyen kur çapası nedeniyle oluşan devalüasyon (Brezilya ve Türkiye),
herhangi bir finansal piyasada görülen bir dalgalanmanın diğer bir finansal piyasaya
etkisi (Hindistan), risk algılayışının ve beklentilerin değişmesi, sürdürülemez makro
politikalar ve ahlaki risk nedeniyle oluşan finansal krizler (Endonezya, Rusya ve
Meksika) ve piyasa arz ve talebinde meydana gelen değişiklikler (Çin) nedeniyle
oluştuğu göz önüne alındığında, bu ülkelerin çoğunda finansal piyasalarında
meydana gelen birtakım dalgalanmaların döviz kurunda önemli değişikliklere yol
açtığı görülmektedir.
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
601
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Ülke
Ortalama
Maksimum
Minimum
Standart
Sapma
Basıklık
Çarpıklık
Jarque Bera
Değişim
Katsayısı (%)
Ek 1: Reel Döviz Kurlarına Ait İstatistikler
Brezilya
0,350077
0,669000
0,177000
0,125522
0,255693
2,068424
7,905446 V
(0,019202)
35,85554
Çin
0,884272
0,990852
0,817542
0,033634
0,166313
3,091889
1,012215
(0,602838)
3,803581
Endonezya
3,965787
4,396128
3,781826
0,117829
0,629962
4,000194
19,40848 V
(0,000061)
2,971138
Hindistan
1,652491
1,712026
1,551529
0,036061
-0,770257
3,284149
18,30217 V
(0,000106)
2,182221
Meksika
1,063344
1,264869
0,980263
0,052725
1,160186
4,273445
52,54342 V
(0,000000)
4,958414
Rusya
1,500199
1,728822
1,281312
0,126904
0,301293
1,932633
10,89227 V
(0,004313)
8,459144
Türkiye
0,221479
0,454879
-0,009330
0,111998
-0,350472
2,068694
10,18989 V
(0,006128)
50,56823
Not: Jarque-Bera istatistiği, serinin normal dağılıma uygunluğunu test etmektedir ve 2
serbestlik dereceli ki-kare dağılmaktadır. V; %5 seviyesinde anlamlılığı, dolayısıyla serinin
normal dağılmadığını göstermektedir. Parantez içerisindeki değerler ise p olasılık değerlerini
göstermektedir.
Kaynakça
Ahmad, S. ve Rashid, A. (2008), "Non-linear PPP in South Asia and China"
Economics Bulletin, 6(17), 1-6.
Akdi, Y., Ozdemir, Z. A. ve Olgun, H. (2009), “Testing the PPP Hypothesis for G-7
Countries”, Applied Economics Letters, 2009, 16, 99–101.
Assaf, A. (2008), “Nonstationarity in Real Exchange Rates Using Unit Root Tests
with a Level Shift at Unknown Time”, International Review of Economics and
Finance, 17, 269-278.
Baharumshah, A. Z., Aggarwal, R. ve Haw, C. T. (2007), “East Asian Real
Exchange Rates and PPP: New Evidence from Panel-data Tests”, Global
Economic Review, Vol. 36, No.2, 103-119.
Balassa, B. (1964), “The Purchasing Power Parity Doctrine: A Reappraisal",
Journal of Political Economy, 72, 584-596.
Banerjee, A., Lumsdaine, R. L. ve Stock, J. H. (1992), “Recursive and Sequential
Tests of the Unit Root and Trend-Break Hypothesis: Theory and International
Evidence”, Journal of Business and Economic Statistics, 10, 271-287.
Bec, F., Salem, M. S. ve Rahbek, A. (2008) "Purchasing Power Parity: A Nonlinear
Multivariate Perspective" Economics Bulletin, Vol. 6, No. 39, 1-6.
Bierens, H. J. (1997), "Testing the Unit Root with Drift Hypothesis Against
Nonlinear Trend Stationarity, with an Application to the US Price Level and
Interest Rate" Journal of Econometrics, 81(1), 29-64.
Breitung, J. (2001), Rank Tests for Nonlinear Cointegration, Journal of Business
and Economic Statistics, 19, 331-40.
602
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
Breuer, J. B., McNown, R. ve Wallance, M. (2001) “Misleading ınferences from
panel Unit-Tests with an Illustration from Purchasing Power Parity”, Review of
International Economics, 9, 482-93.
Caporale, G. M. ve Hanck, C. (2009), “Cointegration Tests of PPP: Do They Also
Exhibit Erratic Behaviour?”, Applied Economics Letters, 16(1), 9-15.
Carrion-I-Silvestre, J. L., Barrio-Castro, T. D. ve Lopez- Bazo, E. (2005) Breaking
the Panels: an Application to the GDP per capita, Econometrics Journal, 8,
159-75.
Cassel, G. (1918), “Abnormal Deviations in International Exchanges”, Economic
Journal, 28, 413-415.
Chang, H. L. ve Su, C. W. (2009), “Revisiting Purchasing Power Parity for Major
OPEC Countries: Evidence Based on Nonlinear Panel Unit-Root Tests”, Applied
Economics Letters, 2009, 1–5, iFirst.
Chang, T., Lu, Y.C., Tang, D. P. ve Liu, W.C. (2009), “Long-Run Purchasing Power
Parity with Asymmetric Adjustment: Further Evidence from African Countries”,
Applied Economics, 2009, 1-12, iFirst.
Copeland, L. ve Heravi, S. (2009), “Structural Breaks in the Real Exchange Rate
Adjustment Mechanism”, Applied Financial Economics, 19, 121-134.
Cuestas, J. C. (2009), “Purchasing Power Parity in Central and Eastern European
Pountries: An Analysis of Unit Roots and Nonlinearities”, Applied Economics
Letters, 16, 87-94.
Doğanlar, M. ve Özmen, M. (2000), “Satınalma Gücü Paritesi ve Reel Döviz
Kurları: Gelişmekte Olan Ülkeler Üzerine Bir İnceleme”, İMKB Dergisi, 16(4),
111-122.
Edwards, S. (1988), “Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rate
Behavior: Theory and Evidence from Developing Countries”, Journal of
Development Economics, 29(3), 311-341.
Edwards, S. (1989), Real Exchange Rates, Devaluation and Adjustment: Exchange
Rate Policy in Developing Countries, Cambridge, MIT Press.
Enders, W. ve Siklos, L, (2001), "Cointegration and Threshold Adjustment,"
Journal of Business & Economic Statistics, 19(2), 166-76.
Enders, W. ve Dibooglu, S. (2001) "Long-Run Purchasing Power Parity with
Asymmetric Adjustment," Southern Economic Journal, 68(2), 433-445.
Ferreira, A. ve Tullio, G. (2002), “The Brazilian Exchange Rate Crisis of January
1999”, Journal of Latin American Studies, 34(19), 143-164.
Gandalfo, G. (2002), International Finance and Open Economy Macro Economics,
Springer.
Hallwood, C. P. ve MacDonald, R. (2000), International Money and Finance,
Blackwell Publishing.
Hausmann, R., Pritchett, L. ve Rodrik, D. (2005), "Growth Accelerations," Journal
of Economic Growth, 10(4), 303-329.
Holmes, M. J. ve Wang, P. (2006), “Asymmetric Adjustment Towards Long-Run
PPP: Some New Evidence for Asian Economies”, International Economic
Journal, Vol.20, No.2, 161-177.
Hooi, L. ve Smyth, R. (2007), “Are Asian Real Exchange Rates Mean Reverting?
Evidence from Univariate and Panel LM Unit Root Tests with One and Two
Structural Breaks”, Applied Economics, 39, 2109-2120.
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
603
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Hyrina, Y. ve Serletis, A. (2010), “Purchasing Power Parity Over a Century”,
Journal of Economic Studies, 37(1), 117-144.
Imls, J., Mumtaz, H., Rawn, M. O. ve Rey, H. (2002), “PPP Strikes Back:
Aggregation and the Real Exchang Rate”, NBER Working Paper Series, w9372.
Im, K. S., Pesaran, M. H. ve Shin, Y. (2003), “Testing for Unit Roots in
Heterogeneous Panels”, Journal of Econometrics, 115 (1), 53-74.
International Monetary Fund International Financial Statistics, (2010):
http://www.imfstatistics.org/imf/
Johansen, S. (1988), Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Journal of
Economic Dynamics and Control, 12, 231-54.
Johansen, S. (2000), Modelling of Cointegration in the Vector Autoregressive
Model, Economic Modelling, 17, 359-73.
Kalamotousakis, G. J. (1978), “Exchange Rates and Prices: The Historical
Evidence”, Journal of International Economics, 8(2), 163-167.
Kanas, A. (2009), “Real Exchange Rates and Developing Countries”, International
Journal of Finance and Economics”, 14:280-299.
Kapetanios, G., Shin, Y. ve Snell, A. (2003), “Testing for a Unit Root in the
Nonlinear STAR Framework”, Journal of Econometrics, 112, 359-379.
Kargbo, J. M. (2009a), “Financial Integration and Parity Reversion in Real
Exchange Rates of Emerging Markets”, Applied Economics Letters, 16(1), 2933.
Kargbo, J. M. (2009b), “Capital Flows, Real Exchange Rate Misalignment and PPP
Tests in Emerging Market Countries”, Applied Economics, 2009, 1-15.
Lanne, M., Lütkepohl, H. ve Saikkonen, P. (2002), “Comparison of Unit Root Tests
for Time Series with Level Shifts”, Journal of Time Series Analysis, 23 (6), 667685.
Lanne, M., Lütkepohl, H. ve Saikkonen, P. (2003), “Test Procedures for Unit Roots
in Time Series with Level Shifts at Unknown Time”, Oxford Bulletin of
Economics and Statistics, 65(1), 91-115.
Lau, C. (2009), “A More Powerful Panel Unit Root Test with an Application to
PPP”, Applied Economics Letters,16(1), 75-80.
Lee, J. ve Strazicich, M. C. (2003), “Minimum LM Unit Root Test with Two
Structural Breaks”, Review of Economics and Statistics, 63, 1082-1089.
Lee, J. ve Strazicich, M. C. (2004), “Minimum LM Unit Root Test with One
Structural Break”, Appalachian State University Working Papers, 04-17, 1-15.
Leynourne, S., Taylor, R. ve Kim, T. H. (2007), “CUSUM of Squares-Based Tests
for a Change in Persistence”, Journal of Time Series Analysis, 28(3), 408-433.
Liew, V. K. S., Lee, H. A. ve Lim K. P. (2009), “Purchasing Power Parity in Asian
Economies: Further Evidence from Rank Tests for Cointegration”, Applied
Economics Letters, 16, 51–54.
Liew, V. K. S., Baharumshah, A. Z. ve Chong, T. T. (2004), “Are Asian Real
Exchange Rates Stationary?, Economics Letters, 83 313-316.
Lumsdaine, R. L. ve Papell, D. H. (1997), “Multiple Trend Breaks and the Unit Root
Hypothesis”, Review of Economics and Statistics, 79 (2), 212-218.
Narayan, P. K. ve Smyth, R. (2006), “The Dynamic Relationship between Real
Exchange Rates, Real Interest Rates and Foreign Exchange Reserves: Empirical
Evidence from China”, Applied Financial Economics, 16, 639-651.
604
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 Ş. BOZOKLU, V. YILANCI
Narayan, P. K., Narayan, S. ve Prada, A. (2009), “Evidence on PPP from a
Cointegration Test with Multiple Structural Breaks”, Applied Economics Letters,
16(1), 5-8.
Nelson, C. R. ve Plosser C. I. (1982), “Trends and Random Walks in
Macroeconomic Time Series”, Journal of Monterey Economics, 10, 139-162.
Organization for Economic Cooperation and Development-MainEconomic
Indicators Database (2010), http://stats.oecd.org/Index.aspx
Oskooee, M. B., Kutan, A. ve Zhou, S. (2008), “Do Real Exchange Rates Follow a
Nonlinear Mean Reverting Process in Developing Countries?”, Southern
Economic Journal, 74(4), 1049-1062.
Oskooee, M. B. ve Hegerty, S. W. (2009), “Bounds Testing Cointegration Methods
and PPP: Evidence from 123 Countries”, Applied Economics Letters, 2009, 1–6,
iFirst.
Özel, S. (2005), “Global Finansal Krizler”, Deniz Kültür Yayınları,
İstanbul,1.baskı.
Payaslioglu, C. (2008), “Revisiting East Asian Exchange Rates: the Same Spirit
under a Different Dky”, Applied Financial Economics, 18, 1263-1276.
Perron, P. (1989), “The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root
Hypothesis”, Econometrica, 57, 1361-1401.
Perron, P. (1997), “Further Evidence on Breaking Trend Functions in
Macroeconomic Variables”, Journal of Econometrics, 80 (2), 355-385.
Perron, P. (2007), “Structural Change”, S.Durlauf ve L. Blume (der), The New
Palgrave Dictionary of Economics Online, Palgrave Macmillan,
www.dictionaryofeconomics.com
Pesaran, M. H., Shin, Y. ve Smith, R. J. (2001), “ Bounds Testing Approaches to the
Analysis of Level Relationships”, Journal of Applied Econometrics, 16, 289–
326.
Rogoff, K. (1996), "The Purchasing Power Parity Puzzle," Journal of Economic
Literature, 34(2), 647-668.
Saikkonen, P. ve Lütkepohl, H. (2002), “Testing for a Unit Root in a Time Series
with a Level Shift at Unknown Time”, Econometric Theory, 18 (2), 313-348.
Samuelson, P. (1964), “Theoretical Notes on Trade Problems, Review of Economics
and Statistics, 23, 145-154.
Sarno, L. ve Taylor, M. P. (1998) "The Behavior of Real Exchange Rates During the
Post-Bretton Woods Period," Journal of International Economics, 46(2), 281312.
Schwert, G. W. (1989). “Tests for Unit-Roots: A Monte Carlo Investigation”,
Journal of Business and Economic Statistics, 7(2), 147-159.
Sephton, P. (2008), “Exchange Rates and Fractional Integration Revisited”, Applied
Financial Economics Letters, 4, 383-387.
Tang, T. C. (2007), “Sustainability of Balancing Item of Balance of Payments
Accounts: Fresh Empirical Evidence for G7 Countries”, Applied Economics
Letters, 14(4), 251-254.
Taylor, A. M. ve Taylor, M. P. (2004) The Purchasing Power Parity Debate, Journal
of Economic Perspectives, 18, 135–58.
Taylor, M. P. (2003) Purchasing Power Parity, Review of International Economics,
11, 436-52.
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010
605
Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme
Taylor, M. P. (2006) Real Exchange Rates and Purchasing Power Parity: MeanReversion in Economic Thought, Applied Financial Economics, 16, 1-17.
Yoon, G. (2009), “Are Real Exchange Rates More Likely to Be Stationary During
the Fixed Nominal Exchange Rate Regimes?”, Applied Economics Letters,16(1),
17-22.
Zivot, E. ve Andrews, K. (1992), “Further Evidence on the Great Crash, the Oil
Price Shock, and the Unit Root Hypothesis”, Journal of Business and Economic
Statistics, 10(10), 251–70.
606
Maliye Dergisi y Sayı 158 y Ocak-Haziran 2010 
Download