Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme

Ş. BOZOKLU, V. YILANCI

Maliye Dergisi Sayı 158 Ocak-Haziran 2010 587

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, [email protected] ** Arş.Gör., İstanbul Üniversitesi, İktisat Fakültesi, Ekonometri Bölümü, [email protected]



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.



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 Bahsi geçen bu ülkeler literatürde E7 ülkeleri olarak adlandırılmaktadır. 2 Yapısal kırılma ve birim kök testleri hakkında genel bir literatür taraması için: Perron (2007)



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, ip malın yerli fiyatını ve *

ip malın yurtdışı fiyatını göstermek üzere aşağıdaki gibi ifade edilebilir:

*i ie p p= − (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

fiyatları ve *p yurt dışı fiyatları göstermek üzere aşağıdaki gibi ifade edilebilir: *e p p= − (2)

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).



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:

*i iq e p p= − + (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



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



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).



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



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



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



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:

( )0 1t t ty t f xµ µ θ γ′= + + + (5)

Bu modelde ( )tf θ ile gösterilen değişim fonksiyonu veri yaratma sürecinin

deterministik bileşenine ( tµ ) eklenmiştir. θ ve γ bilinmeyen parametreler olup,

tx 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:

( )11

0,1,

Bt t

B

t Tf d

t T<⎧

= = ⎨ ≥⎩ (6)

Burada, BT 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.



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:

( ) ( ) ( )( )2

0,

1 exp 1 ,B

tB

t Tf

t TB t Tθ

θ

<⎧⎪= ⎨ − − − + ≥⎪⎩ (7)

Bu değişim fonksiyonu, BT zamanında başlayan yeni düzeye doğrusal olmayan

kademeli bir geçişe izin veren üssel dağılım fonksiyonuna dayanmaktadır. θ ve γ skaler parametreler olup, 0θ > kısıtı bulunmaktadır.

Son olarak, (5)’te yer alan değişim fonksiyonu oransal bir formda da olabilir:

( ) ( )3 1, 1, 1,1 1

t tt

d df

L Lθ

θ θ−

′⎡ ⎤= ⎢ ⎥− −⎣ ⎦ (8)

Bu fonksiyon ise ( )1tf fonksiyonuna uygulanan, gecikme operatöründeki oransal

bir fonksiyon olarak görülebilir. Gerçek değişim terimi

( ) ( )1 11 2 11 1 tL L l dγ θ γ θ− −⎡ ⎤− + −⎣ ⎦ şeklindedir. θ , 0 ile 1 arasında değişken

skaler bir parametre ve ( )1 2:γ γ γ= ise iki boyutlu parametre vektörüdür (Tang, 2007:252). Üçüncü form alternatif bir gösterimle aşağıdaki gibi ifade edilebilir (Assaf, 2008:271):

( ) ( )

( )

31

11 1 2

1

0,

,B

B

t Bt T

jB

j

t Tf t T

t T

θ γ

γ θ θγ γ−

−

=

⎧⎪ <⎪⎪= =⎨⎪⎪ + + ≥⎪⎩

∑ (9)

Üssel değişim fonksiyonu ( ( )2tf ) θ →∞ olması halinde, oransal değişim

fonksiyonu ( ( )3tf ) ise 0θ → olması ve γ ’nin ikinci bileşeninin sıfır olması

halinde, tek dönemde gerçekleşen kırılmayı temsil eden ( )1tf fonksiyonuna yaklaşır

(Lanne vd., 2002:679). Dolayısıyla, ( )2tf ve ( )3

tf 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.



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 3 T veya

Schwert (1989) tarafından öne sürülen ( )14maks 12 /100k T= × 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.



Tablo 1: Birim Kök Test Sonuçları

Kırılma Fonksiyon Test

Tarihi 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] Brezilya

Oca.99 Oransal Değişim -1,2556 2 19,0113 [0,0883]

Şub.08 Doğrusal Değişim -3,3813V 12 14,4924 [0,2704]

Şub.08 Üssel Değişim -3,3353 V 12 14,3262 [0,2804] Çin

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] Endonezya

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] Hindistan

May.09 Oransal Değişim -1,3562 2 9,3877 [0,6695]

Eki.08 Doğrusal Değişim -3,1934 V 0 19,6362 [0,0743]

Eki.08 Üssel Değişim -3,1676 V 0 20,0095 [0,0669] Meksika

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] Rusya

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] Türkiye

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



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.



Ek 1: Reel Döviz Kurlarına Ait İstatistikler Ü

lke

Ort

alam

a

Mak

sim

um

Min

imum

Stan

dart

Sa

pma

Basık

lık

Çar

pıklık

Jarq

ue B

era

Değ

işim

K

atsa

yısı

(%)

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.



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.



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), 29-33.

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), 667-685.

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.



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), 281-312.

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.



Taylor, M. P. (2006) Real Exchange Rates and Purchasing Power Parity: Mean-Reversion 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.

Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme

Documents

Transcript of Reel Döviz Kurlarının Durağanlığı: E7 Ülkeleri İçin Ampirik Bir İnceleme