giriş - BUSİAD

2001-2010
YILLARI ARASI
TÜRK LİRASINDA YAŞANAN
DEĞERLENMENİN ÖLÇÜM
RAPORU
Dr. Özer ARABACI
Dr. Kadir Yasin ERYİĞİT
Prof. Dr. Lale Erdem KARABIYIK
1.GİRİŞ
Yabancı ülke paralarının yerli para cinsinden fiyatı olan döviz kurları, serbest piyasa
ekonomisindeki diğer tüm fiyatlar gibi arz ve talep kuralları gereğince dengeye yönelen ve
piyasada döviz arz ve talebini eşitleyen fiyatlardır. Ancak döviz arzı ve talebi dış ticaret ve
dış sermaye piyasası olmak üzere iki piyasada gerçekleşmektedir. Döviz talebinin kaynağı dış
ticaret piyasasındaki ithalat ile dış sermaye piyasasında ülkeden çıkacak olan yabancı sermaye
ya da daha net bir ifade ile sıcak para ve dolaysız sermaye çıkışları ve borç ödemeleri gibi
faktörlerdir. Döviz arzının kaynağı ise, dış ticaret piyasasındaki ihracat ile dış sermaye
piyasasında ülkeye giren yabancı sermaye ya da yine daha net bir ifade ile sıcak para ve
dolaysız sermaye girişleri ve alınan borçlardır (Ertuna, 2007).
Dış sermaye piyasalarındaki faktörler sabit iken, dış ticaret piyasasında ihracat ithalatı
karşılayamıyorsa, döviz talebi döviz arzından yüksek olur. Böylece döviz kuru yükselir, daha
yüksek bir döviz kuru seviyesinde ithal mallar daha pahalı ve ihraç malları daha ucuz hale
gelir. Bu durumda yaşanan ihracat artışı ve ithalat düşüşü ile ihracat ithalatı karşılar, döviz
talebi ile döviz arzı eşitlenir.
Ancak dış sermaye piyasasındaki faktörler elbetteki sabit olmayacaktır. İhracatın
ithalatı karşılayamadığı durumda eğer ülkeye herhangi bir nedenle yabancı sermaye girişi
oluyorsa, o ülkede döviz arz ve talebi yine eşitlenir. Fakat bu durumda ulaşılan denge dış
ticaret açığına ve bu yolla cari işlem açıklarına yol açan bir dengedir (Ertuna, 2007). Döviz
kurlarının düşük olması ya da enflasyon oranında artmaması, ithalatı daha ucuz ihracatı ise
daha pahalı hale getirmiştir. Dış ticaret piyasasındaki döviz arz ve talep dengesizliğinin
yabancı sermaye piyasalarından karşılanmaya devam edilmesi döviz kurlarının düşmesine ya
da enflasyona oranla daha yavaş artmasına neden olmaya devam eder. Ancak böyle bir
durumda ülke parasının yabancı bir para birimi karşısında değerinin sözkonusu iki ülkenin
enflasyonlarıyla orantılı bir şekilde değişmemesi o ülke parasının aşırı değerlenmesi anlamına
gelecektir. Ülke parasının aşırı değerlenmesi, dış ticaret açıkları yoluyla da cari işlem
açıklarının giderek daha fazla büyümesi sonucunu doğurur.
Hemen burada şunu da belirtilmesi gerekmektedir ki bir ülke parasının değerlenmesi,
ülke ekonomisinde verimliliğin (işgücü ve sermaye), teknolojik ilerlemenin, tasarım ve marka
yaratımı vb. gelişmelerin sonucunda olur (Ertuna, 2004). Bu yollarla rekabet gücünün artması,
ihracatın ve dolayısıyla da dış ticaret piyasasında döviz arzının artması ile döviz kuru denge
fiyatının yine daha düşük bir noktada belirlenmesine yol açar. Ancak bu durum bir aşırı
değerlenme değil, ülke parasının daha değerli hale gelmesidir.
Aslında Türkiye ekonomisi 2001 sonrası dönemde yukarıda kabaca ana hatları verilen
yerli paranın aşırı değerlenme senaryosunu yaşamış ve yaşamaya devam etmektedir. Bilindiği
gibi Türkiye’de çeşitli istikrar programları uygulanmış olsa da yüksek ve oynak bir enflasyon
varlığını 2002 yılına kadar sürdürmüştür. Aralık 1999’da uygulanmaya başlanan kur çıpasına
dayalı ve ücret çıpasıyla desteklenen istikrar programı Kasım 2000 ve Şubat 2001 krizleriyle
sona ermiş ve bu krizlerden sonra Mayıs 2001’de güçlendirilmiş bir istikrar programı esnek
kur rejimi altında yeni bir IMF programı olarak uygulamaya konulmuştur. 2002 yılı başından
itibaren enflasyon hedeflemesi sistemiyle birlikte azalmaya başlayan enflasyon 2004 yılından
beri %10’lar civarında seyretmektedir.
Ayrıca ilgili dönemde ekonomik büyüme rakamları oldukça yüksek oranlarda
gerçekleşmiştir. Gayri Safi Yurt İçi Hasılanın gelişme hızlarına bakılacak olursa, 2002’nin
birinci
çeyreğinden 2008’in
üçüncü çeyreğine kadar hiçbir negatif değer
göze
çarpmamaktadır. 2008 krizinin olumsuz etkilerinin hemen ardından ekonominin büyüme
anlamında gösterdiği toparlanma yüksek oranlarla kendisini göstermektedir.
Ancak Türkiye ekonomisinin gösterdiği yüksek büyüme performansı 2000 ve 2001
krizlerinin ortaya çıkardığı işsizlik problemini giderememiş ya da bir başka ifade ile büyüme
istihdam yaratmayan bir görünüm sergilemiştir. 2000 ve 2001 krizleri ile %6.4 ‘den %10’ların
üzerine yükselen işsizlik oranı 2002 sonrası dönemde büyüme oranlarındaki artışa paralel
gerileme göstermemiş fakat 2008 krizindeki daralmanın etkisi ile %14’ler seviyesinin üzerine
çıkmıştır. 2009 ve 2010 yılında yaşanan büyüme işsizlik oranını bir miktar geriletse de DPT
tahminlerine göre 2010 yılı için %12.2 olarak gerçekleşecek, 2011, 2012 ve 2013
projeksiyonlarına göre de %11’lerin üzerinde olacaktır.
Ele alınan dönemde yabancı ülke paralarının TL cinsinden fiyatı olan döviz kurlarında,
özellikle 2003 sonrası periyotta, Türkiye ekonomisi çok da alışık olmadığı gelişmeler
yaşamıştır. 2010 yılı Eylül ayında 1.50 TL olan 1 ABD Doları, 2004 yılı Mayıs ayı değerine
eşit ve 2001 yılı Ekim ayı değerinin %6.5 oranında altındadır. Bu gelişmede elbette özellikle
2001 yılı sonlarından itibaren ABD’nin Doların değerini düşürerek kendisine uluslararası
alanda rekabet avantajı yaratmasının etkisi bulunmaktadır. Ancak 2010 yılı Eylül ayında 1.94
TL olan 1 Avro da 2006 yılı Haziran ayı değerinin altındadır. 2003 yılı için 100’e endeksli
tüketici ve üretici fiyatları endeks değerlerinin, 2009 yılı için sırasıyla 164 ile 160, 2010
yılında içinde bulunduğumuz dönem itibariyle de yine sırasıyla 177 ve 173 değerlerine
ulaşmış olması konuyu son derce düşündürücü kılmaktadır.
Çalışmada ele alınan konu itibariyle dış ticarete yaşanan gelişmeler son derece önem
arz etmektedir. İhracat 2001 yılında 31.334 milyar dolar iken 2008 yılında 132.028 milyar
dolar seviyesine ulaşarak tam 4.2 kat artmıştır. Bu yıllık ortalama %22.75’lik bir artış
anlamına gelmektedir. Öte yandan ithalat ise 2001 yılında 41.339 milyar dolar seviyelerinden
2008 yılında 201.964 milyar dolar seviyesine çıkmıştır. İthalat ilgili dönemde 4.88 kat artış
göstermiştir. Bu ise yıllık ortalama %25.43’lik bir artış anlamına gelmektedir. Dış ticaret açığı
ise 2001 yılında 10 milyar dolar seviyelerinden 2008 yılına gelindiğinde yaklaşık 70 milyar
dolara yükselmiştir. Dış ticaret açığı 7 kat artmış ve yıllık ortalama artışı %32 olmuştur.
Öte yandan 2008 krizi dış ticarette önemli bir daralmaya yol açmıştır. 2009 yılında
ihracat bir önceki yıla göre %22.63, ithalat ise %30.22 oranında gerilemiştir. Dış ticaret açığı
ise %44.54 oranında azalarak 38.786 milyar dolar olarak gerçekleşmiştir. Ancak krizin
etkisinin azalmasıyla dikkat çekici gelişme, ihracat, ithalat ve dış ticaret açığının 2008
krizinin öncesi dönemdeki artış trendlerini tekrar yakalamaları olmuştur. 2010 yılında içinde
bulunduğumuz döneme kadar ihracat 81.884 milyar dolar, ithalat 130.523 milyar dolar ve dış
ticaret açığı da 48.639 milyar dolar olarak gerçekleşmiştir.
Geniş ekonomik grupların sınıflandırılmasına göre ithalatın alt kalemlerine
bakıldığında yukarıda bahsedilen gelişmelere bir açıklama getirmek aslında mümkündür.
Türkiye ekonomisinin 2001 yılında 41.339 milyar dolar olan ithalatının 30.301 milyar
doları aramalı ithalatı olup bu toplam ithalatın %73 kadarını oluşmaktadır. Sermaye ve
tüketim malları ithalatı ise sırasıyla %17’lik ve %9’luk kısımları oluşturmaktadır. 2008 yılına
kadar olan süreçte aramalı ithalatı tam 5 kat kadar artıp 151.747 milyar dolara ulaşmış ve
yıllık ortalama artışı %25.88 olmuştur. 2008 Krizinin etkisiyle 2009 yılında bir önceki yıla
göre % 35 oranında azalan aramalı ithalatı, 2010 yılında içinde bulunduğumuz döneme kadar
94.134 milyar dolar olarak gerçekleştirerek toplam ithalatın yine %72.12’lik kısmını
oluşturmuş ve 2008 krizinin öncesi dönemdeki artış trendini tekrar yakalamıştır.
Bu durumda toplam yapılan ithalata şeklini veren ithalat kaleminin aramalı ithalatı
olduğu açıktır. İthalatta yaşanan yüksek artışın dış ticaret açığını kriz dönemi dışında yıllık
ortalama
%32 arttırdığı düşünülecek olursa, bu durumun sorumlusunun aramalı ithalatı
olduğu rahatlıkla söylenebilir. Aramalı ithalatının bu derece yüksek bir artış göstermesinin
temelinde TL’nin aşırı değerlenmesi ve bunun sonucunda ithalatın ucuzlaması gerçeği
yatmaktadır. İhracat ürünleri ise üretimde kullanılan daha ucuz ithal girdiler nedeniyle düşük
katma değerli hale gelmektedir. Böylece bu durum, yüksek büyüme oranlarına rağmen 2002
yılı öncesi seviyelerine bir türlü geri dönemeyen işsizlik oranlarının da bir ölçüde
sorumlusudur. Dış ticaret açıkları yoluyla Türkiye ekonomisi ciddi boyutlarda Cari işlemler
açıkları vermektedir. Mal dengesindeki bu fark hizmet gelirleri (Turizm) ve Cari transferler
ile kapatılamamaktadır. Alınan borçlar için ödenen faizler nedeniyle Yatırım gelirleri
kaleminin Türkiye için sürekli negatif çalıştığını da hesaba katacak olursak, Cari işlem
açıklarının ülke ekonomisi için önemli risk yarattığını söylemek yanlış olmayacaktır. Cari
işlem açıkları 2002 yılından 2008 yılına kadar 626 milyon dolardan 41.946 milyar dolara
çıkarak yaklaşık 68 kat artmıştır. Bu denli yüksek olan cari işlem açıklarının kapatılması için
ülkeye ciddi boyutlarda yabancı sermaye girişi gerekmektedir.
Bu çalışmanın amacı 2001 yılı sonrası dönem boyunca TL’nin aşırı değerlenme
oranını belirlemektir. Bu amaçla öncelikli olarak Satınalma Gücü Paritesinin (PPP) ticaret
partnerleri arasında sadece ticarete konu olan mallar için geçerli olduğu varsayımından
hareketle TL/DL ve TL/EU ikili reel döviz kurları için dönemler itibariyle denge değerleri
tahmin edilmiştir. Sonrasında bu uzun dönem denge değerleri baz alınarak nominal döviz
kurları için denge değerleri hesaplanmıştır. Bu bulunan değerlerle piyasada oluşan nominal
döviz kurları arasındaki farka dayanarak TL’nin Dolar ve Avro karşısındaki aşırı değerlenme
oranları dönemler itibariyle elde edilmiştir.
2. MODEL
Bu çalışmada temel alınan model, Kakar ve Ogaki (1999) ve Kakar (2001)
çalışmalarına dayanmaktadır. Türkiye TR  ve ABD US  gibi iki ülkede ticarete konu olan
T  ve ticarete konu olmayan  N  mallar olmak üzere iki tür malın bulunduğu varsayımı
altında, her iki ülke için ticarete konu olan ve olmayan malların geometrik ortalamalarından
oluşturulan genel fiyat düzeyleri,
  
p j ,t   j ,t   j p Nj ,t  1   j
  pTj ,t  ,
j  TR,US
(1)
olarak ifade edilebilir. Burada, p j ,t , logaritmik formda genel fiyat endeksini,  j , genel fiyat
endeksindeki ticarete konu olmayan malların oranını ve aynı zamanda durağan olduğu
varsayılan  j ,t , genel fiyat düzeyinden sapmalara yol açan ölçme hataları gibi faktörleri
dikkate alan bir değişkeni temsil etmektedir. Nominal döviz kurunun logaritmasını, et
göstermek üzere reel döviz kuru,
CPI
CPI
ret  et  pTR
,t  pUS ,t
(2)
şeklindedir. Burada ptCPI , genel fiyat düzeyi olarak tüketici fiyatlarını göstermektedir. Ülkeler
arasında ticarete konu olan mallar genellikle özdeş olmadığından kısa dönemde PPP ticareti
yapılan mallar için bile geçerli olmayabilir. PPP uzun dönemde ticarete konu olan malların
fiyatları için geçerli olduğunda
T
T
et  pTR,t
 pUS
,t   t
olacaktır. Burada,  t
(3)
i.i.d.0, 2  varsayımı yapılmaktadır. Ticarete konu olan ve olmayan
malların göreli fiyatlarını,


q j ,t  p Nj ,t  pTj ,t ,
j  TR,US
(4)
göstermek üzere eşitlik (1) - (4) birleştirilerek, reel döviz kuru yeniden,
ret    TR  qTR,t   US  qUS ,t   vt
(5)
şeklinde yazılabilir. Burada  t   TR,t US ,t   Ete  TR,t US ,t   t , sıfır ortalamalı rassal
değişken ve   Ete  TR,t US ,t  ’dir ve iki ülke arasındaki t dönemindeki ölçme hataları
farkının beklenen değeri Ete ile göstermektedir.
Eşitlik (5), reel döviz kurunun uzun dönemde göreli fiyatlar ile birlikte hareket
edeceğini ima etmektedir. Böyle bir denklemi tahmin edebilmek için her iki ülkenin ticarete
konu olan ve olmayan mallarının göreli fiyatlarına gereksinim vardır. Bu tür fiyat endekslerini
hazır olarak bulmak mümkün değildir. Tek çözüm, bu değişkenleri iyi bir şekilde temsil
edecek gölge değişkenler üretmektir.
Tüketici fiyat endeksleri, hane halkları tarafından ortalama olarak tüketilen bir mal
sepetine dayanmaktadır. Öte yandan toptan eşya fiyat endeksleri, genel olarak büyük çapta
ticareti yapılan tarımsal ve sanayi mallarının bir sepetini temel almaktadır. Sepet
içeriklerindeki bu temel farklılık nedeniyle, tüketici fiyat endeksleri toptan eşya fiyat
endekslerinden daha fazla ticarete konu olmayan mal içerecektir. Bu gerçekten hareketle,
ticarete konu olan ve olmayan malların göreli fiyatları için gölge değişkenler üretilebilir.
Tüketici ve toptan eşya fiyatları sırasıyla,
  
  pTj ,t  ,
j  TR,US
(6a)
  
  pTj ,t  ,
j  TR,US
(6b)
CPI
N
pCPI
j ,t   j ,t   j p j ,t  1   j
WPI
N
pWPI
j ,t   j ,t   j p j ,t  1   j
WPI
şeklinde ifade edilebilir. Burada  CPI
ticarete konu olan ve olmayan malların
j ,t ve  j ,t
geometrik ortalamaları ile belirlenemeyen sapmalara neden olan faktörleri, temsil etmektedir.
Tüketici fiyat endeksleri, toptan eşya fiyat endekslerine kıyasla daha fazla ticarete konu
olmayan mal bileşimi içerdiğinden 0   j   j  1 varsayımı yapılabilir. Eşitlik (6b), (6a)’dan
çıkarılırsa,
p
CPI
j ,t
 
 

WPI
 pWPI
  CPI
  j  j qj ,
j ,t
j ,t   j ,t
j  TR,US
(7)
elde edilir.1 Eşitlik (7) q j için çözülür ve bulunan eşitlik (5)’te yerine konursa
 US
 CPI
 TR  CPI
WPI
WPI
ret    
 pUS ,t  pUS ,t  t
 pTR,t  pTR,t  






TR 
US 
 TR
 US

denklemi

bulunur.
Burada
 




 
(8)
CPI
WPI
CPI
WPI
    Ete  TR,t
 TR,t
 US
,t US ,t
CPI
WPI
CPI
WPI
t  v   TR
,t  TR ,t   US ,t  US ,t
  E 
e
t
CPI
TR ,t
 
WPI
CPI
WPI
 TR
,t   US ,t  US ,t
 sabit

terim
ve
sıfır ortalamalı bir
rassal değişkendir. Eşitlik (8) reel döviz kurunu her iki ülkedeki tüketici fiyat endeksi ile
toptan eşya fiyat endeksinin göreli değerlerinin doğrusal bir fonksiyonu olarak ifade
etmektedir. Bu denklemdeki göreli fiyatlar, ticarete konu olmayan malların fiyat düzeyleri
için birer gölge değişken olarak kullanılabilir. Eşitlik (8)’de verilen model, uygun yöntemlerle
tahmin edilerek katsayı tahminlerinin işaretlerinin beklentilere uygunluğu araştırılabilir ve
tahmin edilen katsayıların anlamlılığı sınanabilir.
3. EKONOMETRİK YÖNTEM
Bu kesimde, eşitlik (8)’de sunulan modelin uzun dönem denge katsayıları Johansen ve
diğerleri (2000) yapısal kırılmalı eştümleşim sınaması kullanılarak tahmin edilmektedir.
Kuşkusuz, eşitlik (8)’de ifade edilen uzun dönemli ilişki çok değişkenli eştümleşim yöntemi
ile tahmin edilmeden önce, modelde yer alan değişkenlerin zaman serisi özelliklerinin
incelenmesi gerekmektedir. Bu çalışmada özellikle ele alınan dönem itibariyle ekonomik
krizlerin serilerde olası yapısal kırılma olarak ortaya çıkması durumunu da dikkate almak
Dikkat edilirse eşitlik 6(a) ve 6(b) logaritmik formda verilmektedir. Dolayısıyla yapılan işlem tüketici
fiyatlarının toptan eşya fiyatlarına bölünmesi ve sonucun logaritmik formda ifade edilmesidir.
1
açısından, Lee ve Strazicich (2003) tarafından geliştirilen çoklu yapısal kırılmalı birim kök
sınamasının kullanılması uygun bulunmaktadır.
3.1 Johansen, Mosconi ve Nielsen Eştümleşme (2000) Yaklaşımı
Aralarında uzun dönem denge ilişkisi aranan zaman serilerinin incelendikleri
dönemlerde bir ya da iki yapısal kırılma içerdiği durumlar için Johansen ve diğerleri (2000)
alternatif bir eştümleşme sınama yordamı geliştirmiştir. Bu yaklaşım Johansen (1988) ve
Johansen ve Juselius (1990) tarafından geliştirilen yöney hata düzeltme modeli (VECM)
tabanlı eştümleşim analizinin alternatif bir uygulamasıdır.
Eşitlik (8) için Yt   ret

p
CPI
TR ,t
WPI
 pTR
,t
 p
CPI
US ,t

WPI 
 pUS
,t 
olmak üzere r
sayıda
eştümleşim yöneyi içeren bir yöney olarak tanımlanırsa, Johansen ve diğerleri (2000)
tarafından önerilen model VECM biçiminde
 
Yt    
 

q
k 1
k
d
Yt 1 


E



Y


D

 mWm,t  t



t
i
t

i
j
,i
j
,t

i
 tE 
i 1
i 1 j  2
m 1
 t
(9)
şeklinde ifade edilebilir. Burada t  ..., 1, 0,1,... olmak üzere  , birinci fark işlemcisi, k ,
gecikme sayısı, Et   E1t
E2t
... Eqt  , T j 1  k  t  T j
 j  1,..., q  için E j ,t  1 diğerleri
sıfır olarak kabul edilen q adet kukla değişken yöneyidir. Burada dikkat edilirse E j ,t etkin alt
örneğinin ilk k gözlemi sıfıra eşitlenmektedir. D j ,t i , j -nci dönemdeki i -nci gözlem için eğer
t  T j 1i  j  1,..., q  ise D j ,t i  1 diğerleri sıfır olan “etki” (impulse) kukla değişkenleridir.
“Müdahale” (intervention) kukla değişkeni Wm,t  m  1,..., d  Hendry ve Mizon’un (1993)
önerisi doğrultusunda, kalıntıların normal dağılmasını sağlamak için modele katılmaktadır.
,
 p  r  boyutlu uzun dönem denge ilişkisini gösteren eştümleşim dizeyi,  ise  p  r 
boyutlu uzun dönem dengesine doğru ayarlanma hızını gösteren katsayı dizeyidir.

   1  2 ...  q  , q  r boyutlu uzun dönem yönelim katsayılarının dizeyidir. i  1,..., k  1
olmak üzere i ,
p p
   1 2 ... q  ,
boyutlu,
j  2,...q ,
i  1,..., k
ve m  1,..., d
olmak üzere
p  q boyutlu,  j ,i , q 1 boyutlu ve  m , q 1 boyutlu kısa dönem
katsayı dizey ve yöneyleridir.
Her bir alt örnek dönemi için,  Yt   tEt düzey ve yönelim kırılması etrafında
durağanlığı göstermektedir. Eşitlik (9),  Yt eştümleşim ilişkisinin yönelim ve düzeyinin
dönemden döneme farklılık gösterdiği doğrusal yönelim modeli, Hl  r  , olarak adlandırılır.
Burada dikkat edilirse     p p ve      1 ,...,  q   1 ,...,  q  pq olmak üzere eğer
rank  , 1 ,  2 ,..,  q   r ise her bir alt örnekte belirlenimsel bileşen hem durağan dışılık hem
de eştümleşim ilişkisi için doğrusaldır. Doğrusal yönelim modelindeki r adet eştümleştirici
yöneyin varlığı için sınanan önsav H l  r : rank   ,1 , 2 ,.., q   r şeklindedir. Kanonik
ilgileşim (CanCor),
i  1,...,k 

Yt 1 


CanCor Yt ,   Et , Yt 1 , Yt  2 ,..., Yt  k 1 , D j ,t i ,Wm,t , j  2,...,q 
tE
 t

m  1,...,d 


(10)
kullanılarak 1  ˆ1  ...  ˆ p  0 kareli örnek kanonik ilgileşim değerlerinin tahmin edilmesiyle
H l  p  alternatifine karşı r eştümleşim ilişkisi H l  r  önsavı için olabilirlik oranı sınaması (iz
sınaması),


p

LR H l  r  H l  p   T  ln 1  ˆi
i  r 1

(11)
şeklinde olmaktadır (Johansen ve diğerleri, 2000).
Eştümleşim ilişkisinin sadece düzeyinin dönemden döneme farklılık gösterdiği
durumda, eşitlik (9)’da verilen model şu şekle dönüşmektedir:

k q
d
   Y  k 1
Yt      t 1    i Yt i    j ,i D j ,t i    mWm ,t  t .
    Et  i 1
i 1 j  2
m 1
(12)
Burada  Yt   Et düzey kırılmaları etrafında durağanlığı gösterir ve düzey her bir
dönem için farklılık gösterecektir. Eşitlik (12) H c  r  modeli olarak adlandırılmaktadır.
1  ˆ1  ...  ˆ p  0 kareli örnek kanonik ilgileşimleri,
i  1,..., k 

Yt 1 


CanCor Yt ,   Yt 1 , Yt  2 ,..., Yt  k 1 , D j ,t i ,Wm,t , j  2,..., q 
 Et 

m  1,..., d 


(13)
tahmininden elde edilecektir. Bu durumda H c  p  alternatifine karşı r eştümleştirici ilişki
H c  r  önsavı için olabilirlik oranı sınaması yine eşitlik (11)’deki gibi olacaktır. Gerek H l  r 
ve gerekse H c  r  modeli için kritik değerler Johansen ve diğerlerinde (2000)’de önerildiği
şekilde Gamma dağılımından türetilmektedir.
3.2 VECM Kısıtlama Sınamaları
Yöney hata düzeltme modeli üzerindeki kısıtlamalar, olabilirlik oranı sınaması ile
sınanabilir. Harris ve Sollis (2003) bu sınamaları standart bir çerçevede ele almıştır.
Çalışmada olabilirlik oranı sınamaları Johansen ve diğerleri (2000) tarafından önerilen
modellere genişletilmektedir.
Burada Yt   ret

p
CPI
TR ,t
WPI
 pTR
,t
 p
CPI
US ,t

WPI 
 pUS
,t  , üç adet birinci dereceden tümleşik
içsel değişkenlerin bir yöneyi için sistemde bir adet eştümleşim ilişkisi  r  1 ve iki adet
düzey ve yönelim kırılmasının mevcut olduğu varsayılırsa içsel değişkenler yöneyi ve uzun
dönem ve kısa dönem katsayı yöneyleri sırasıyla,
Yt 1 
 tE   ret
 t
p
CPI
TR ,t
WPI
 pTR
,t 
p
CPI
US ,t
WPI
 pUS
tE1t
,t 
tE2t

tE3t  ,
(14)

  
      re
  

 pTRCPI  pTRWPI 

 pUSCPI  pUSWPI 

1  2  3 
(15)

ve


  re



   pCPI  pWPI 
 TR TR 


  pUSCPI  pUSWPI  


(16)
şekline dönüşecektir. VECM üzerindeki ilk kısıtlama sınaması, bireysel dışlanma sınamasıdır.
Bu sınama her bir içsel değişkenin eştümleşim uzayında yer almadığı sıfır önsavını ayrı ayrı
sınamaktadır. Örneğin ret için bireysel dışlanma sınaması için sıfır önsavı,

  
H 0 :    0  CPI WPI
 pTR  pTR 
  



CPI
WPI
pUS
 pUS
  
 1 2 3 
(17)
2
şeklindedir ve olabilirlik oranı sınama istatistiği bir  dağılımına sahiptir ( LR ~  2 ). İkinci
sınama yapısal kırılmaların uzun dönem denge ilişkisinde herhangi bir değişime yol açıp
açmadığını sınamaktadır. Örneğin ilk yapısal kırılma için sıfır önsav,

  
H 0 :    0  CPI WPI
 pTR  pTR 
  


CPI
WPI
pUS
 pUS


1 1 3

(18)
şeklindedir ve LR ~  2 . Zayıf dışsallık için sıfır önsavı ise örneğin ret için,
H 0 : re  0
(19)
şeklindedir ve LR ~  2 . Burada, eğer  re  0 sıfır önsavı reddedilmesi, buna karşın

p
CPI
TR
WPI
 pTR

 0 ve 
p
CPI
US
WPI
 pUS

 0 önsavları reddedilememesi reel döviz kurunun içsel, yurtiçi ve
yurtdışı ticarete konu olmayan malların fiyat düzeylerinin zayıf dışsal olduğunu ima
etmektedir (bkz. Dawson ve Sanjuan, 2005).
4.BULGULAR
Serilerin tek değişkenli zaman serisi özelliklerinin incelenme sürecine Lee ve
Strazicich (2003) tarafından önerilen birden çok yapısal kırılmalı minimum lagrange
çarpanları (LM) birim kök sınamasının uygulanmasıyla başlanmıştır. Birim kök sınama
sonuçları aşağıda Tablo 1’de sunulmuştur. Lee ve Strazicich Birim Kök Sınama İstatistikleri
incelendiğinde, serilerin düzeylerinde durağan dışı olduğu görülmektedir. Gerek reel dolar
kuru ve gerekse de reel avro kurunun durağan dışılığı PPP’nin geçersizliğini ima etmektedir.
Bununla birlikte, Lee ve Strazicich (2003) iki yapısal kırılmalı birim kök sınaması, reel dolar
kuru için biri 2003 yılı Şubat ayı ve diğeri de 2008 yılının Kasım ayı için iki yapısal kırılmaya
işaret etmektedir.
Tablo 1 Lee ve Strazicich Birim Kök Sınama İstatistikleri
Seriler
p
p
p
Kırılma

Tarihi
2003:02 0.2
2008:11 0.8
2003:01 0.2
2008:10 0.8
t -istatistiği
%5
Kritik Değer
-5.13
-5.71
-5.03
-5.71
0.3
-4.26
-4.45
2003:02
2008:08
0.2
0.8
-4.71
-5.71
2005:12
0.5
-3.38
-4.51
Model
Gecikme
retdl
Düzey ve Eğim Kırılması
11
reteu
Düzey ve Eğim Kırılması
11
Düzey ve Eğim Kırılması
4
2003:12
Düzey ve Eğim Kırılması
11
Düzey ve Eğim Kırılması
12



CPI
TR,t
WPI
 pTR,t
CPI
US ,t
WPI
 pUS
,t
CPI
EU ,t
 pWPI
EU ,t
Not: Kritik değerler Lee ve Strazicich (2003 ve 2004)’ten alınmıştır
Reel avro kuru için ise biri 2003 yılı Ocak ayı ve diğeri de 2008 yılının Ekim ayında
olmak üzere iki yapısal kırılma tespit edilmiştir. Test ayrıca, Türkiye için ticarete konu
olmayan malların fiyat düzeylerinde 2003 yılı Aralık ayında ve AB için ticarete konu olmayan
malların fiyat düzeylerinde ise 2005 yılının Aralık ayında yapısal kırılma olduğunu işaret
etmektedir. ABD için ise ticarete konu olmayan malların fiyat düzeylerinde biri 2003 Şubat
diğeri de 2008 Ağustos aylarında iki yapısal kırılma bulunmuştur.
Serilerin her biri için düzeylerde birinci derece durağan dışılığın söz konusu olması,
çözümlemenin bundan sonraki kısmı için Johansen ve diğerleri (2000) eştümleşim sınaması
sürecinde tümleşme derecesi açısından karşılaşılması olası bir denge sorunun olmaması
anlamına gelmektedir. Reel döviz kuru ile ticarete konu olmayan malların göreli fiyatları
arasındaki uzun dönemli ilişki incelenirken, kırılma dönemleri reel dolar kuru için 2003 yılı
Şubat ayı ve 2008 yılının Kasım ayı alınarak, reel avro kuru için ise 2003 yılı Ocak ayı ve
2008 yılının Ekim ayı alınarak eştümleşim çözümlemeleri yapılmaktadır.
Tablo 2 TL/Dolar reel döviz kuru için Johansen ve diğerleri (2000) iz sınaması sonuçları
(k=2)
Model H c  r 
H 0  H1 
Model H l r 
r  0  r  1
r  1  r  2
r  2  r  3
60.04 (51.14)
99.62 (70.63)
22.69 (31.53)*
9.73 (15.68)
33.96 (45.14)
12.34 (23.37)
*Kritik değerler parantez içerisindedir ve Johansen ve diğerleri (2000)’de önerildiği gibi Gamma dağılımı kullanılarak türetilmektedir.
Tablo 3 TL/Euro reel döviz kuru için Johansen ve diğerleri (2000) iz sınaması sonuçları (k=2)
Model H c  r 
H 0  H1 
Model H l r 
r  0  r  1
r  1  r  2
r  2  r  3
66.93 (51.17)
23.10 (31.56)*
5.44 (15.72)
100.58 (70.67)
49.57 (45.15)
16.65 (23.37)
* Kritik değerler parantez içerisindedir ve Johansen ve diğerleri (2000)’de önerildiği gibi Gamma dağılımı kullanılarak türetilmektedir.
H c  r  ve Hl  r  modellerinin sırasıyla tahmininden elde edilen Johansen ve diğerleri
(2000) eştümleşim iz sınaması sonuçları, Tablo 2 ve Tablo 3’de sunulmuştur. Uygun gecikme
uzunluğunun seçimi için Akaike model seçim ölçütü kullanılmış ve k  2 olarak
belirlenmiştir.
İz sınaması sonuçlarına göre, gerek H c  r  ve gerekse de Hl  r  modelleri için
eştümleşimsizlik sıfır önsavı bir adet eştümleşim için reddedilmektedir. Ancak Pantula
prensibi gereğince iki eştümleşimsizlik sıfır önsavının ilk olarak H c  r  modelinde
reddedilememesi nedeniyle uygun model olarak H c  r  modeli seçilmiştir. Dolayısıyla her iki
reel döviz kuru ile ticarete konu olmayan malların fiyat düzeyleri arasında düzeyde
kırılmaların söz konusu olduğu birer uzun dönemli ilişki söz konusudur.
Tablo 4 TL/Dolar reel döviz kuru için VECM kısıtlama sınama istatistikleri
H0
Sıfır Önsavları
Bireysel Dışlanma
 redl  0
retdl
p
p
CPI
TR,t
WPI
 pTR,t
CPI
US ,t
WPI
 pUS
,t


p
p
CPI
TR,t
WPI
 pTR,t
WPI
 pTR
 0
7.26 (0.01)
 p
WPI
 pUS
 0
10.11 (0.00)
CPI
TR
CPI
US
CPI
US ,t
WPI
 pUS
,t
1  2
 2  3
13.99 (0.00)
1.58 (0.21)
 re  0
11.29 (0.000)
dl


17.56 (0.00)
 p
Uzun Dönem Kırılmaları
2003:02
2008:11
Zayıf Dışsallık
retdl
LR -istatistiği
 p
WPI
 pTR
 0
3.81 (0.06)
 p
WPI
 pUS
 0
3.25 (0.07)
CPI
TR
CPI
US
Not: marjinal anlamlılık düzeyleri parantez içerisinde verilmektedir.
Yukarıda Tablo 4 ve aşağıdaki Tablo 5 analizle ilgili olarak üç önemli bilgi
sunmaktadır. İlk olarak, Tablo 4’de bireysel dışlanma sıfır önsavları reddedilen reel dolar
kuru ve ticarete konu olmayan mal fiyat düzeylerinin aynı eştümlesim uzayında yer aldığı
söylenebilir. Bunun yanında reel dolar kuru içsel olarak tahmin edilebilirken ticarete konu
olmayan malların fiyat düzeyleri modele dışarıdan dahil edilebilir. Ayrıca uzun dönem
kırılmaları ile ilgili sınamalar birinci ve ikinci alt örneklemlerinde düzeylerin anlamlı bir
şekilde birbirinden farklı olduğunu, ancak ikinci ve üçüncü alt örneklemlerin düzeylerinin
anlamlı bir şekilde farklı olmadığını ima etmektedir.
Tablo 5 TL/Euro reel döviz kuru için VECM kısıtlama sınama istatistikleri
H0
Sıfır Önsavları
Bireysel Dışlanma
reeu  0
reteu
p
p


CPI
TR,t
WPI
 pTR,t
CPI
EU ,t
 pWPI
EU ,t
 p
CPI
TR
 p
Uzun Dönem Kırılmaları
2003:01
2008:10
Zayıf Dışsallık
p
p
reteu
CPI
EU


WPI
 pTR,t
CPI
EU ,t
 pWPI
EU ,t
22.59 (0.00)
WPI
 pTR
 0
4.12 (0.04)
 pWPI
EU
 0
11.19 (0.00)
1  2
 2  3
14.30 (0.00)
2.16 (0.14)
 re  0
23.88 (0.00)
eu
CPI
TR,t
LR -istatistiği
 p
CPI
TR
 p
CPI
EU
WPI
 pTR
 0
3.76 (0.52)
 pWPI
EU
 0
2.37 (0.12)
Not: marjinal anlamlılık düzeyleri parantez içerisinde verilmektedir.
Tablo 5’te reel avro kuru için elde edilen sonuçlar, yukarıda reel dolar kuru için elde
edilen sonuçlarla paralellik göstermektedir.
Tablo 6 TL/Dolar reel döviz kuru için uzun dönem elastikiyetleri
 p
CPI
TR
WPI
 pTR

0.1014
 p
CPI
US
WPI
 pUS

-1.2522
1
2
3
1.5990
1.1119
1.0068
Tablo 6 reel dolar kuru için tahmin edilen uzun dönem esnekliklerini sunmaktadır.
Buna göre, Türkiye için ticarete konu olmayan malların fiyat düzeylerindeki %1 artış reel
dolar kurunu uzun dönemde %0.1 arttırmaktadır. Bunun yanında ABD için ticarete konu
olmayan malların fiyat düzeylerindeki %1 artış reel dolar kurunu uzun dönemde %1.3
azaltmaktadır.
Tablo 7 TL/Euro reel döviz kuru için uzun dönem elastikiyetleri
 p
CPI
TR
WPI
 pTR
0.9815

 p
CPI
EU
 pWPI
EU
-1.7984

1
2
3
1.5275
1.2977
1.2133
Benzer şekilde Tablo 7 reel avro kuru için tahmin edilen uzun dönem esnekliklerini
sunmaktadır. Buna göre, Türkiye için ticarete konu olmayan malların fiyat düzeylerindeki %1
artış reel avro kurunu uzun dönemde yaklaşık olarak %1 arttırmaktadır. Bunun yanında AB
için ticarete konu olmayan malların fiyat düzeylerindeki %1 artış reel avro kurunu uzun
dönemde %1.8 azaltmaktadır. Kabaca bakıldığında bu sonuçlar oldukça ilginç bir detaya
işaret etmektedir. Türkiye’de ticarete konu olmayan malların fiyatlarındaki değişim reel dolar
kuruna nazaran reel avro kurunda çok daha etkili bir rol oynamaktadır. Her iki reel döviz kuru
için uzun dönemli elastikiyetler kullanılarak, elde edilen denge reel döviz kurlarının zaman
grafiği aşağıda sunulmuştur.
CPI
CPI
et  ret  pTR
,t  pUS ,t eşitliği kullanılarak, denge nominal döviz kurları hesaplanabilir.
Aşağıda 2001 Ocak ve 2010 Eylül tarihleri arasında denge nominal dolar ve denge nominal
avro kurlarının piyasa nominal kurlar karşısında değerleri sunulmuştur.
TL’nin ABD doları karşısında düzenli olarak aşırı değerlenmesi 2002 yılının Eylül
ayından itibaren başlamıştır. 2006 yılı Ocak ayında piyasa dolar kuru 1.33 TL iken denge
nominal dolar kuru 1.56 TL’dir. Aşırı değerlenmenin bu tarihteki oranı %17’dir. 2006 yılının
ilk altı ayında aşırı değerlenme oranında bir azalma yaşanmış ve aşırı değerlenme oranı 2006
Haziran ayında yüzde % 12.5 olarak gerçekleşmiş, bu tarihte piyasa dolar kuru 1.59 TL iken
denge nominal dolar kuru 1.79 TL’dir.
Bu tarihte %13.25 olan gecelik faiz oranları %17.25’e çekilmiştir. Hazine iskontolu
ihaleleri yıllık bileşik faiz oranları da %18 seviyesinden %22 seviyelerine yükselmiştir. Aşırı
değerlenmedeki bu azalma hareketine Merkez Bankası ve Hazinenin faiz oranlarını arttırma
cevabıyla aşırı değerlenme tekrar ivme kazanmış ve 2008 yılı Temmuz ayında piyasa dolar
kuru 1.21 TL, denge nominal dolar kuruda 1.70 olarak belirlenmiş, aşırı değerlenme oranı
%40.5 olarak gerçekleşmiştir. Hatırlanacak olursa 2008 yılında dış ticaret açığı 70 milyar
dolara cari işlem açıkları da 41.946 milyar dolara ulaşmıştır.
2008 krizinin dış ticarette önemli bir daralmaya yol açmasıyla, 2009 yılında ihracat
bir önceki yıla göre %22.63, ithalat %30.22, dış ticaret açığı ise %44.54 oranında azalmıştır.
2009 yılı mart ayında TL’nin aşırı değerlenme oranı da %10.8 düzeyine kadar gerilemiştir.
2009 Mart ayında piyasa dolar kuru 1.70 ve denge nominal dolar kuruda 1.89 değerindedir.
Yine hatırlanacağı gibi krizin etkilerinin azalmasıyla dikkat çekici gelişme, ihracat, ithalat ve
dış ticaret açığının 2008 krizinin öncesi dönemdeki artış trendlerini tekrar yakalamaları
olmuştur. Benzer trend TL’nin ABD doları karşısında aşırı değerlenme trendini tekrar
yakalamasıyla burada da karşımıza çıkmaktadır. 2010 yılı Eylül ayı itibariyle piyasa dolar
kuru 1.48 iken denge nominal dolar kuru ise 1.85 seviyesindedir. Aşırı değerlenme ise %24
olarak gerçekleşmiştir.
TL’nin Avro doları karşısında düzenli olarak aşırı değerlenmesi ise 2005 yılının Ocak
ayından itibaren başlamıştır. ABD doları karşısındaki aşırı değerlenme trendine benzer şekilde
2006 yılı Şubat ayında aşırı değerlenme oranı %9.32 olarak gerçekleşmiştir. Bu tarihte piyasa
avro kuru 1.57 iken denge nominal avro kuru 1.73’tür. 2006 yılının başında yaşanan düşüş ile
TL’nin Avro karşısında aşırı değerlenme oranı 2006 yılı Haziran ayında %4 seviyesine
gerilemiştir. Merkez Bankası ve Hazinenin faiz oranlarını arttırmasıyla aşırı değerlenme
tekrar ivme kazanmış ve 2008 yılı Ocak ayında piyasa avro kuru 1.72 TL, denge nominal avro
kuruda 1.99 olarak belirlenmiş, aşırı değerlenme oranı %15.86 olarak gerçekleşmiştir.
2008 yılının Şubat ayından Nisan ayına kadar TL’nin Avro karşısında aşırı
değerlenmesinde ufak bir düzeltme yaşanarak aşırı değerlenme oranı %9.3’lere doğru
gerilemiş ancak Hazine iskontolu ihaleleri yıllık bileşik faiz oranları %16 seviyesinden
düzenli olarak artarak 2008 yılı Mayısında %23 seviyelerine yükselmiştir. Bu hareketi
Merkez Bankasının gecelik faiz oranlarında Haziran ayında %15.25’den 15.75’e, Temmuzda
%16.25’e ve Ağustos ayında 16.75’e yükseltmesi izlemiştir. TL’nin avro karşısındaki aşırı
değerlenme oranı da önce Mayıs ayında %10’ların üzerine daha sonrada 2008’in Eylül ayında
tekrar %15’e kadar yükselmiştir.
2009 yılındaki TL’nin ABD doları karşısındaki aşırı değerlenme trendinin negatife
dönmesine benzer şekilde TL’nin avro karşısındaki aşırı değerlenme oranı 2009 yılı Eylül
ayında %5.95’e kadar gerilemiştir. Ancak bu tarihten sonra kriz öncesindeki aşırı değerlenme
trendi tekrar yakalanmış ve 2010 yılı Eylül ayında aşırı değerlenme %11 olarak
gerçekleşmiştir. Bu tarih itibariyle piyasa avro kuru 1.94, denge nominal avro kuru ise 2.16
seviyesindedir.
Tablo 7 TL/$ ve TL’nin $ Karşısında Aşırı Değerlenme Oranları
Tablo 8 TL/€ ve TL’nin € Karşısında Aşırı Değerlenme Oranları
5. SONUÇ
2002-2007 arası dönemde küresel ekonomideki büyüme süreci özellikle dış ticaret
fazlası veren ülkeler başta olmak üzere çalıştırılabilir küresel fonların artmasına neden
olmuştur. Diğer taraftan cari açık veren ülkelerin , dış ticaret dengesizlikleri sonucu
kapatılamayan cari açıkların doğrudan ya da dolaylı sermaye ile sürdürülmeye çalışılması
çoğu gelişmekte olan ülkenin izlediği bir yoldur. Özellikle cari açıklarını kredi kurumları
yerine küresel sermaye ile dengelemeye çalışan ülkelere, izlenen yüksek faiz politikalarıyla
ve bu ülke borsalarının yüksek değer artış kazançları cazip geldiği için dönem dönem çok
yüksek miktarlara ulaşan küresel sermaye girişleri olmuştur.
İçeriye giren küresel sermaye yerel para karşısında yabancı paranın arz fazlası sebebiyle
değerini düşürmüş ve yerel paranın aşırı değerlenmesini sağlamıştır.
Ancak diğer taraftan aşırı değerlenen yerel para dış ticaretteki rekabet gücünü etkilemekte, bir
taraftan dış ticaret açığını kapatmak yerine sürdürebilmek ( geçici olarak dengeleyebilmek)
için kullanılırken , diğer taraftan aşırı değerlenme ile ucuzlayan ithalat nedeniyle dış ticaret
açığını daha fazla büyütmekte, böylece sonraki dönemde daha büyüyen cari açığın
sürdürülebilmesi için daha fazla yabancı sermaye ihtiyacı hissedilmekte ve bir kısır döngü
yaşanmaktadır.
Geniş ekonomik grupların sınıflandırmasına göre bakıldığında ithalatın en büyük
kalemi aramalı ithalatıdır. İhracat artışı ise aramalı ithalatına bağlı hale gelmiş ve katma
değeri düşük bir görünüme bürünmüştür. Ayrıca bu durum ekonomik büyüme gerçekleşse
bile kaybolan üretim ve istihdam anlamına gelmektedir. 2001 krizi sonrasında yaşanan işsizlik
oranındaki artış yüksek büyüme rakamlarına rağmen 2001 yılı öncesi oranlara dönmemiş
fakat 2008 kriziyle birlikte yaşanan daralmayla bir basamak daha yükselebileceğini
göstermiştir.
Ülkemize gelen küresel sermaye önümüzdeki günlerde de gelmeye devam edecektir.
Çünkü başta AB ülkelerindeki bozulmalar ve hala risk teşkil eden ABD finans sektörü,
küresel sermaye için başta ülkemiz olmak üzere bazı ülkeleri, altın yatırımından sonra güvenli
bir liman ve risk priminin gelişmiş ekonomilere göre daha düşük olduğu bir piyasa olarak
cazip hale getirmiştir. ABD’nin izlediği parasal genişlemenin bir defada olmayıp, en az 6-8
aylık bir zaman sürecine yayılacak olması beklentisi de dönem dönem dış piyasada doların
değer kaybı ile TL’yi parite bazında etkileyebilir.
Dünya ekonomisi artık rant ile değil üretimle büyümelidir. Türkiye ekonomisi de
önümüzdeki dönemde yabancıların tasarruflarıyla değil üretim ve ihracat ile büyüme
sağlamak zorundadır. İstihdam sorunu da zaten ancak böyle çözülebilir. Yani büyümenin
katma değeri artmalıdır. Özellikle 2011 verimliliği arttırma yılı olmalıdır. İhracatta rekabet
gücünü arttıracak önlemler alınmalıdır. Öncelikle de burada önemli olan TL kurunun rekabet
edilebilir seviyede olmasıdır. Hükümetin sıcak para konusunda kontrolün sağlanması
gerektiği yönündeki düşünceleri memnuniyet vericidir ve bu konuda en kısa zamanda
uygulamaya geçilmesi gerektiği inancındayız. Sıcak paranın içeride kalış süresi ile orantılı ve
kademeli olarak tobin vergisi benzeri uygulamaların yanı sıra, döviz istikrar fonu, faiz ve MB
politikaları ile bir dizi önlem paketi oluşturulması yerinde olacaktır.
Kaynakça
Adler, M, ve Lehman, B. (1983), Deviations from Purchasing Power Parity in the Long Run, Journal
of Finance, 39,1471–1487.
Bahmani - Oskooee, M. (1998), Do Exchange Rates Follow a Random Walk Process in Middle
Eastern Countries?, Economics Letters, 58, 339–344.
Balassa, B. (1964), The Purchasing Power Parity Doctrine: A Reappraisal, Journal of Political
Economy, 72, 584–596.
Civcir, İ. (2003), Before the All Was The Turkish Lira Overvalued?, Eastern European Economics, 41,
69-99.
Darby, M.(1983), Movements in Purchasing Power Parity: The Short and Long Runs, M. Darby an J.
Lothian, The International Transmission of Inflation, (Ed.) içinde, 462–477, University of Chicago
Press, Chicago.
Dawson, P. J. ve Sanjuan, A. I. (2005), Structural Breaks, the Export Enhancement Program and the
Relationship between Canadian and US Hard Wheat Prices, Journal of Agricultural Economics, 57,
101–116.
De Gregorio, J., Giovannini, A. ve Krueger T. H. (1994), The Behavior of Nontradable Goods Prices
in Europe: Evidence and Interpretation, Review of International Economics, 2, 284–305.
De Gregorio Giovannini, A. ve Wolf, H.C. (1994), International Evidence on Tradables and
Nontradables Inflation, European Economic Review, 38, 1225–1244.
Dutton, M. ve Strauss, J. (1997), Cointegration Tests of Purchasing Power Parity: The Impact of Nontraded Goods, Journal of International Money and Finance, 16, 433–444.
Edison, H. (1987), Purchasing Power Parity in the Long Run: A Test of the Dollar/Pound Exchange
Rate (1890-78), Journal of Money, Credit, and Banking, 19, 376–387.
Engel, C. (1993). Is Real Exchange Rate Variability Caused by Relative Price Changes? An Empirical
Investigation, Journal of Monetary Economics, 32, 35–50.
Erlat, H. (2003), The Nature of Persistence in Turkish Real Exchange Rates, Emerging Markets
Finance and Trade, 39, 70–97.
Ertuna Ö. (2004), TL’nin Değer Kazanması ve Tütkiye Ekonomisine Etkileri, MUFAD Muhasebe ve
Finansman Dergisi, Temmuz 2004, s.6-16
Ertuna Ö. (2005), TL’nin Değerlenmesinin Makro ve Mikro Çelişkisi, MUFAD Muhasebe ve
Finansman Dergisi, Ocak 2005 , s.6-17
Ertuna Ö. (2006), Yüksek Faiz Düşük Kur Sarmalı ve Çözümler, MUFAD Muhasebe ve Finansman
Dergisi, Ekim 2006, s.7-17
Ertuna Ö. (2007), Aşırı Değerli TL ve Türkiye Ekonomisine Etkileri, MUFAD Muhasebe ve
Finansman Dergisi, Temmuz 2007 , s.6-16
Frankel, J. A. (1986), International Capital Mobility and Crowding Out in the U.S. Economy:
Imperfect Integration Financial Markets or Goods Markets?, R. Hafer How Open is the U.S.
Economy, (Ed.) içinde, Lexington Boks, Lexington.
Froot, K. ve Rogoff, K. (1995), Perspectives on PPP and Long-Run Real Exchange Rates, E.
Grossman and K. Rogoff, Handbook of International Economics, (Ed.) içinde, 167–1688, North
Holland, Armsterdam.
Hakio, C., (1984), A Reexamination of Purchasing Power Parity, Journal of Internatinal Economics,
17, 165–277.
Harris, R. ve Sollis, R. (2003), Applied Time Series Modeling and Forecasting, John Wiley and Sons,
Chichester, W. Sussex,
Hendry, D. F. ve Mizon, G. E. (1993), Evaluating Dynamic Econometric Models by Encompassing
the VAR’, Phillips, P. C. P., Models, Methods and Applications of Econometrics, (Ed.) içinde, 272–
300, Basil Blackwell, Oxford.
Huizinga, J. (1987), An Empirical Investigation of the Long Run Behavior of Real Exchange Rates, K.
Brunner and A. Meltzer, Carnegie-Rochester Series on Public Policy, (Ed.) içinde, 27, 149–215.
Hsieh, D.A. (1982), The Determination of the Real Exchange Rate: The Productivity Approach,
Journal of International Economics, 12, 355–362.
Hylleberg, S., Engle, R. F., Granger, C. W. J., Yoo, B. S. (1990), Seasonal Integration and
Cointegration, Journal of Econometrics, 49, 215–238.
Johansen, S. (1988), Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamics and
Control, 12, 231–254.
Johansen, S. ve Juselius, K. (1990), Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration
with Application to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, 169–
210.
Johansen, S., Mosconi, R ve Nielsen, B. (2000), Cointegration Analysis in the Presence of Structural
Breaks in the Deterministic Trend, Econometrics Journal, 3, 216–249.
Johansen, S., (2005) The Interpretation of Cointegrating Coefficients in the Cointegrated Vector
Autoregressive Model, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 67, 93–104.
Kakkar, V. ve Ogaki, M. (1999), Real Exchange Rates and Nontradables: A Relative Price Approach,
Journal of Empirical Finance, 6, 193–215.
Kakkar, V. (2001), Long-run Real Exchange Rates: Evidence from Mexico, Economics Letters, 72,
79–85.
Kim, Y. (1990), Purchasing Power Parity in the Long Run: A Cointegration Approach, Journal of
Money, Credit and Banking, 22, 491–503.
Lee, J. ve Strazicich, M. C. (2003), Minimum Lagrange Multiplier Unit Root Test with Two Structural
Breaks, Review of Economics and Statistics, 85, 1082 – 1089.
Lee, J. ve Strazicich, M. C. (2004), Minimum Lagrange Multiplier Unit Root Test with One Structural
Breaks, Working Paper.
Meese, R. ve Rogoff, K. (1988), Was it Real? The Exchange Rate Interest Differential Relation Over
the Modern Floating Exchange Rate Period, Journal of Finance, 43, 933–948.
Mustafaoğlu, Z. (1999), The Empirical Investigation of Purchasing Power Parity: The Case of Turkish
Real Exchange Rates, State Planning Organization Working Paper,
Park, J. Y. (1992), Canonical Cointegrating Regressions, Econometrica, 60, 119–143.
Rogers, J.H. ve Jenkins, M.A. (1995), Haircuts or Hysteresis? Sources of Movements in Real
Exchange Rates, Journal of International Economics, 38, 339–360.
Razin, A. (1993), The Dynamic-optimizing Approach to the Current Account: Theory and Evidence,
National Bureau of Economic Research Working Paper, No. 4334, Cambridge, MA.
Rogoff, K. (1992), Traded Goods Consumption Smoothing and the Random Walk Behavior of the
Real Exchange Rate, National Bureau of Economic Research Working Paper, No. 4119, Cambridge,
MA.
Samuelson, P. A. (1964), Theoretical notes on trade problems, Review of Economics and Statistics,
46, 145–154.
Schmidt, P. ve Phillips, P. C. B. (1992), LM Tests for a Unit Root in the Presence of Deterministic
Trends, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 54, 257–287.
Taştan, H. (2005), Do Real Exchange Rates Contain a Unit Root? Evidence from Turkish Data,
Applied Economics, 37, 2037–2053.
Yoshikawa, H. (1990), On the Equilibrium Yen–Dollar Rate, American Economic Review, 80, 576–
583.