"İqtisadiyyatı güclü olan dövlət hər şeyə qadirdir". "Biz neft kapitalını insan kapitalına çevirməliyik"

THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES 

Baku Engineering University  

18  

26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan 

Habib ve Kalamova (2007) 1980-2006 15 OECD ülkesinde  reel petrol fiyatı ve reel kur üzerinde bir 

etkisi olup olmadığını araştırmıştır. Bu çalışmaya  göre Rusyada reel petrol fiyatı ve reel döviz kuru 

arasında  pozitif  uzun  dönemli  bir  ilişki  kurmak  mümkündür.  Ancak  yazarlar,  Norveç  ve  Suudi 

Arabistan reel döviz kurları üzerinde gerçek petrol fiyatı hemen hemen hiçbir etkisi bulamamışlardır. 

Korhonen  ve  Juurikkala  (2009)  1975-2005  dönemi  boyunca  OPEC  ülkelerinde  reel  petrol  fiyatının 

istatistiksel  olarak  anlamlı  bir  etkisi  üzerinde  olduğunu  bulmuş,  uzun  dönemde  petrol  fiyatlarındaki 

artışın petrol üreten ülkelerde reel döviz ciddi olarak etkilediyini ve yerel paraların dövüz karşısında 

sürekli  değer  kazandığını  ve  eksi  durmdaysa  paraların  devaluvasiya  edilmesi  zaruretine  getirib 

çıkarmıştır. 

3. Teorik çerçeve ve metodoloji 

3.1. Real deviz kuru denklemi 

Araştırma  son  dönem  verileri  ilave  edilerek  Kazakistan  ve  Rusya  için  Hasanov’un  (2010) 

çalışmasından yararlanılarak Azerbaycan’ın verileri de dahil edilerek gerçekleştirilmiştir.Davranışsal 

denge  döviz  kuru  (behavioural  equilibrium  exchange  rate-BEER)  çerçevesi  (  Clark  ve 

MacDonald,1998,2000), burada reel döviz kuru tahmini için teorik bir temel oluşturmuştur. Çalışma 

çerçevesi uzun dönemde reel döviz kuru ve onun oluşum temelleri arasındaki ilişkilerinbir analizidir. 

BEER  yaklaşımını  teorik  olarak  destekleyen  görüş  kapsanmamış  faiz  oranı  paritesi'dir  (uncovered 

interest rate parity, UIP).Denklemimiz aşağıdaki gibidir. 

*)

(

)

(

1

t

t

t

t

t

R

R

q

E

q









 

 

 

 

 

(1) 

Burada, 



t

q

t döneminde gözlemlenen reel döviz kurunu

 





)

(

1

t

t

q

E

t döneminde beklenen reel döviz kurunu 

t

R

ve 



*

t

R

sırasıyla t dönemindeki yerli ve yabancı reel faiz oranlarıdır. 

BEER  yaklaşımı  altında,  gerçek  döviz  kurunun  gözlemlenemeyen  beklentisi 

(

)

(

1



t

t

q

E

)

sadece 

uzun  vadeli  ekonomik  temellerinbir  vektörü  (  Siregar  ve  Rajan  ,  2006)  tarafından  belirlendiği 

varsayılmaktadır.  Bu  Zt  vektörünün  de  başlıca  üç  uzun  dönem  temellerinden  oluştuğu 

varsayılmaktadır: ( MacDonald , 1997; Stein , 1999), ( Faruqee , 1995; Clark ve MacDonald , 1998; 

Clark ve MacDonald , 2000). Bunlar; göreceli verimlilik ölçüsü (PROD ),net dış varlıklar ( NFA ) ve 

ticaret  hadleridir  (TOT).  Böylece,  BEER  yaklaşımı  uzun  dönemli  ekonomik  temellerin  ve  kısa 

dönemli faiz farklarının bir fonksiyonu olarak denge reel döviz kuru tahminlerini üretir 

(𝑞

𝑡

𝐵𝐸𝐸𝑅

)

.: 

𝑞

𝑡

𝐵𝐸𝐸𝑅

= 𝑓(𝑅

𝑡

− 𝑅

𝑡,

∗

PROD

𝑡

,  NFA

𝑡

, TOT

𝑡

) 

 

 

 

(2) 

Korhonen  ve  Juurikkala’nın  (2009)  ifade  ettikleri  gibi,  BEER  yaklaşımının  ayrıcalıklarından 

biri  de  hesaplamaların  ülkeye  özgü  özellikler  göz  önüne  alınarakyapılmasıdır.  Yani,    Azerbaycan, 

Kazakistan  ve  Rusya  ekonomilerinin  benimsenen  gerçeklerine  dayalı  olarak  denklem-2’de  bazı 

değişiklikler  yapmak  makul  olacaktır.  Şöyle  ki;a)mali  piyasası  zayıf  bu  ülkelerde  faiz  oranı    farklı 

nedenlerle  farklı  düzenlenebilir;  b)Koranchelian  (2005),  Zalduendo  (2006),  Issa.  (2006),  Kalcheva 

(2007) Oomes, Korhonen ve Juurikkala (2007)gibi petrol fiyatı ve reel döviz kuru arasındaki ilişkiyi 

inceleyen  çalışmalar,  petrol  ihraç  eden  gelişmekte  olan  ekonomilerde,  petrol  fiyatlarının  reel  döviz 

kurları  üzerinde  önemli  bir  etkiye  sahip  olduğunu  ortaya  koymaktadır.  Ayrıca,  bu  tür  ekonomilerde 

ticaret hadleri, net dış varlıklar, devlet harcamaları gibi reel döviz kurunun bazı belirleyicileri, petrol 

fiyatları tarafından yönlendirilmektedir. Habib ve Kalamova’nın çalışmalarında (2007) belirtildiği gibi 

petrol  fiyatları  yükseldiğinde  ticaret  hadleri  yükselip,  net  dış  varlıklar  artıp,  hükümet  harcamaları 

genişlerken tersinde de azalmalar sözkonusu olmaktadır. Böylece, denklem-2’ye reel petrol fiyatı dahil 

edilerek (OILP) ticaret hadleri, net dış varlıklar hariç tutulabilir. Bu değişiklikten sonra ilgili ülkeler 

için denklem-2, alttaki denklem-3 gibi olmaktadır. 

                                               

𝑞

𝑡

𝐵𝐸𝐸𝑅

= 𝑓( PROD

𝑡

, OILP

𝑡

)    

 

 

                            

(3)

 

Denklem-3;Koranchelian  (2005),  Habib  ve  Kalamova  (2007),  Korhonen  ve  Juurikkala  (2009) 

araştırma  özellikleri  ile  uyumlu  olduğu  gibi  bu  araştırma  amacını  de  karşılamaktadır.  İlaveten, 

Rautava’nın  (2002)  belirttiği  gibi,  az  sayıda  vaka  göz  önüne  alındığında,  parametrelerin  uygun  bir 

şekilde tahmin edilmesi için detay özelliklerin tutulmasına ihtiyaç bulunmaktadır. Denge oranı resmen 

gözlemlenebilir  değişken  olmadığından,  ampirik  araştırmalarda  sağduyulu  davranış  iki  aşamada 

BEER’i tahmin etmektir.  

THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES 

Baku Engineering University  

19  

26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan 

Birinci aşama hakim reel efektif döviz kuru (REER) ve bunun iktisadi temelleri arasındaki uzun 

vadeli (eşbütünleşme) ilişkiyi tahmin etmeyi içerir: 

𝑞

𝑡

𝐵𝐸𝐸𝑅

= 𝛼 + 𝛽

0

∗ 𝑝𝑟𝑜𝑑

𝑡

+ 𝛽

1

∗ 𝑜𝑖𝑙𝑝

𝑡

+ 𝜀

𝑡

 

 

 

 

(4) 

Burada, 

𝜀

𝑡

hata  terimini,  küçük  harfler  verilen  değişkenlerin  doğal  logaritma  ifadesini 

göstermektedir. 

𝑞

𝑡

𝐵𝐸𝐸𝑅

  genellikle  ampirik  tahminlerde  gerçek  REER'in  değerleriyle  ölçülür.İkinci 

aşama,denklem-4’teki 

(𝛼̂, 𝛽

0

̂, , 𝛽

1

̂)gibi

 davranışsal denge döviz kurunu hesaplamak için tahmin edilmiş  

eşitlik katsayısıolarak kullanır: 

𝑞

𝑡

𝐵𝐸𝐸𝑅

̂ = 𝛼̂ + 𝛽

0

̂ ∗ 𝑝𝑟𝑜𝑑

𝑡

+ 𝛽

1

∗ 𝑜𝑖𝑙𝑝

𝑡

 

 

 

 

 

(5) 

Bununla  birlikte,  reel  döviz  kurunun  denge  aralığının  hesaplanması  bu  çalışmanın  amacı 

olmadığından yukarıdaki aşamalardan sadece ilk aşama kullanılacaktır.  

 

3.2 .

Petrol Fiyat Hareketleri ve REERs: Analiz Dönemi Seçimi.

 

40

60

80

100

120

0

20

40

60

80

100

120

140

1996

1998

2000

2002

2004

2006

2008

2010

2012

Azeri Overall Trade turnover based REER, 2011M12=100

Kazakhi Overall Trade turnover based REER, 2011M12=100

Russian Overall Trade turnover based REER, 2011M12=100

Europe Brent Spot Price FOB, Dollars per Barrel in 2011 prices (RHS)

 

Azerbaycan, REER esaslı ticaret hacmi,  2011M12=100 

Kazakistan,  REER esaslı ticaret hacmi,   2011M12=100 

Rusya,          REER esaslı ticaret hacmi,   2011M12=100 

Avrupa Brent Spot FOB fiyatı, varil başına dolar, 2011 fiyatlarıyla (RHS) 

Grafik 1. Yıllar itibarıyla perol fiyatı ve  REERs. 

 

Şekilde  görüldüğü  gibi,  bağımsızlık  sürecinin  ilk  yıllarında  veya  Sovyetler  Birliği'nin 

çöküşünden  hemen  sonraki  dönemde  (yaklaşık  1991-1996  yıllarında)  hatta  geçiş  süreci  olarak  da 

adlandırılan bu dönemde ilgili ülkelerin REERs göstericilerinde bir küçülme yaşanmıştır. Bu daralma 

süreci Rusya'ya kıyasla Kazakistan ve Azerbaycan'da ( 2003 ve 2004 yılına kadar ) uzun olmuştur. Bu 

daralma    sürecini    uzun  sürelive  kalıcı  olan  bir  iyileşme  dönemi  takip  etmiştir.  Şekilde  kesik  dikey 

çizgiler  ile  işaretlenmiş  olduğu  gibi  bu  süreç  Kazakistan  ve  Azerbaycan'da  sırasıyla  2003Q2  ve 

2004Q1’de  başlarken  Rusya  için  1998Q4’de  başlar.  Dikkat  çekicidir  ki;  ikinci  değerlendirme 

döneminde, REERs hareketleri dünya petrol fiyatının yörüngesini oldukça yakından takip etmektedir. 

Bu  durum  dünya  petrol  fiyatlarının  seçilen  ülke  REERs’lerinin  önemli  belirleyicilerinden  biri 

olduğunu  göstermektedir.  Mevcut çalışmada, birbirleri ile kıyaslanabilir ülke esaslı tahmini sonuçlar 

oluşturmak için2004Q1-2013Q4 dönemi değerlendirilmektedir. Aksine, eğer tahminler dönem olarak 

Rusya  için    1998Q4-2013Q4,  Kazakistan  için  2003Q2-2013Q4  ve  Azerbaycan  için  2004Q1-2013Q 

şeklinde ele alınsaydı tahminleme sonuçları karşılaştırılamazdı. 

4. Veriler ve  Ekonometrik Yöntem 

Bu  bölümde  ilk  olarak  ampirik  analizde  kullanılan  veriler  tanıtılır,  daha  sonra  ampirik  analiz 

yöntemi açıklanır . 

4.1. Veriler 

Araştırma,  2004Q1-2013Q4  dönemi  boyunca  üç  aylık  verileri  kapsamaktave  şunları 

içermektedir: Amerikan Tüketici Fiyat Endeksi (CPI_US) ve nominal petrol fiyatları 

(NOILP) yanısıra

 

Azerbaycan, Kazakistan ve Rusya için Reel Efektif Döviz Kurları (REER),Satın Alma Gücü Paritesine 

göre Kişi Başına GSYİH verileri. 

Reel Efektif Döviz Kuru 

Bir ulusal paranın ana ticaret ortaklarına göre  reel efektif döviz kuru bazlı çok taraflı tüketici 

fiyat endeksi olup, aşağıdaki gibi hesaplanır: 

THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES 

Baku Engineering University  

20  

26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan 

𝑅𝐸𝐸𝑅 = 𝑁𝐸𝐸𝑅 ∗

𝐶𝑃𝐼

𝐷

𝐶𝑃𝐼

𝐹

 

Burada 

𝑁𝐸𝐸𝑅

  ve 

𝐶𝑃𝐼

𝐷

  sırasıyla  yerli  ekonominin 

Nominal  Efektif  Döviz  Kuru  ve  Tüketici 

Fiyat Endeksi iken; 

𝐶𝑃𝐼

𝐹

ana ticaret ortakları ağırlıklı ortalama Tüketici Fiyat Endeksi’dir.Burada yerli 

para birimi başına yabancı para cinsinden tanımlama yapıldığından REER'deki bir artış yerli paranın 

değer  artışı  anlamına  gelmektedir.  Seçilen  ülkeler  için  REER’lerin  hesaplanmasında  altta  belirtilen 

kaynaklardan  faydalanılmıştır.  Azerbaycan  ve  Kazakistan  için;  Azerbaycan  Merkez  Bankası  ve 

istatistik bültenlerinden toplanılmıştır.Rusya içinse Uluslararası Ödemeler Bankasından

 

alınmıştır. 

Reel Petrol Fiyatı (OILP). 

Bu değişken ham petrol için Avrupa Brent Spot FOB Fiyatı olarak ABD Tüketici Fiyat Endeksi 

(CPI_US)  tarafından  deflate  edilmiş  nominal  terimlendirme  ile  (NOILP)  varil  başına  dolar  şeklinde 

hesaplanır.NOILP ve CPI_US ABD Enerji Bilgi İdaresi

 ve 

Ekonomik İşbirliği ve Kalkınma Teşkilatı 

tarafından  alınır.  Tutarlılığı  korumak  amacıyla,  tüm  ülkelerin  REER’leri  ve  CPI_US  yeniden 

2011Q4’e göre taban alınarak hesaplanır.  

Kişi Başına düşen GSYİH (GDPPC). 

Bu veri, 2011 uluslararası sabit dolar kuruna dönüştürülmüş  satın alma gücü paritesine dayalı 

kişi  başına  gayri  safi  yurtiçi  hasıladır.  Dünya  Bankası  Kalkınma  Göstergeleri  Veritabanı’ından  elde 

edilmiştir.  Tüm  yukarıda  verilen  verilerin  üçer  aylık  beklenen  GDPPC    frekansında 

olduğuunutulmamalıdır.  Bu  araştırmanın  ampirik  bölümünde,  daha  uzun  örneklem  süresi  gerektiren 

ekonometrik tahminler uygulanmaktadır. Bu nedenle, bize sadece 10 gözlem noktası verecek (2004-

2013  döneminde)  yıllık  üç  aylık  veri  dönüştürme  yerine  üç  aylık  GDPPC  frekansta  ara  değer 

hesaplamaları  (

interpolation

)  yapılmıştır.  Bunun  için 

Linear-match 

son  yöntem  EViews  8.0 

ekonometrik  paket  kullanılmıştır.Bu  yöntem,  tarihsel  yörüngesini  (zaman  profili)  tutarak,  düşük 

frekanstan (mesela yıllık) yüksek frekansa (örneğin üç ayda bir) veri dönüştürür. 

4.2. Econometric Method 

Bu  alt  bölümde  önce  Genişletilmiş  Dickey-Fuller  (bundan  sonra  ADF)  birim  kök  testleri  ele 

alınırken    sonrasında  gecikmesi  dağıtılmış  otoregresif  sınır  testi(bundan  sonra  ARDLBT)  yaklaşımı 

açıklanmaktadır. 

Birim Kök Testi 

Eşbütünleşme  yöntemi  uygulanarak,  bir  eşbütünleşme  analizi  gerçekleştirilmeden 

öncedeğişkenlerin bütünleşme sırasıBirim Kök (bundan sonra UR) testi vasıtasıyla incelenecektir. Bu 

amaçla  Genişletilmiş  Dickey-Fuller  (  Dickey  ve  Fuller,  1981)  testi  kullanılmıştır.  Test,  belirli  bir 

zaman serisinin durağan olmayan sıfır hipotezini korumaktadır.  

Değişken y için, ADF istatistiği regresyondan: 

t

i

t

k

1

i

i

1

t

1

0

t

ε

y

Δ

α

y

b

trend

ψ

b

y

Δ

+

+

+

+

=

-

=

-

∑

 

 

 

 

(6) 

Gecikmesi Dağıtılmış Otoregresif Sınır Testi ( ARDLBT ) Yaklaşımı 

Eşbütünleşme yaklaşımının v

erilere  uygulanması  olan  ARDLBT 

Pesaran, Shin vd tarafından 

geliştirilmiştir. 

(Pesaran  et  al.  2001;  Pesaran  and  Shin,  1999).

  Bu  yaklaşım,  içsellik  sorununun 

olmaması;  aynı  anda  uzun  ve  kısa  vadeli  katsayıları  tahmin  etmesi  gibi  bazı  avantajlarıyla  muadili 

yaklaşımları geride bırakmaktadır. 

(Pesaran et al., 2001; Oteng and Frimpong, 2006; Sulaiman and 

Muhammad, 2010).

 Gözlem sayımızın nispeten az sayıda olması göz önüne alındığında, bu yaklaşım 

ampirik  analizimiz  için  daha  uygundur.  Pesaran  vd.’nin  açıkladığı  gibi  yaklaşımın  bazı  aşamaları 

bulunmaktadır:  

a) Serbest ECM İnşası. 

t

i

t

n

i

i

i

t

n

i

i

t

yxx

t

t

u

x

y

x

y

c

y



































0

1

1

1

0









  

 

(7) 

Burada x açıklayıcı değişken iken, y bağımlı bir değişkendir; 

u

-  hata  sayısını  gösterir;  c0  bir 

katsayı kayması içindir; 

i



 ve 

i



kısa vadeli katsayıları gösterirken 

i

θ

- ise uzun dönemli katsayıları 

gösterir; ARDLBT tahminlerinde önemli konulardan birisi değişkenler arasındaki eşgüdümü bulmak 

olduğundan sağ taraftaki değişkenlerin gecikme uzunluğunu doğru şekilde belirlemektir (Pesaran et al, 

THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES 

Baku Engineering University  

21  

26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan 

2001  ,  s.  23)  .  Pesaran  vd.  (2001)  ve  takipçilerince,  optimum  gecikme  uzunluğu  artıkların  seri 

otokorelasyonu çıkarılıp Akaike ve Schwarz bilgi kriterleri en aza indirilerekbelirlenebilir. Bazı küçük 

örnek durumlarda, Schwarz bilgi kriterine güvenmek düşündürücü olmaktadır ( Pesaran ve Shin , 1999 

;  Fatai  ve  diğ  .,  2003  )  .b)  Bir  Serbest  ECM  inşasından  sonra  eşbütünleşim  ilişkisinin  varlığı  test 

edilebilir.  Yukarıda

i



katsayıları  üzerine  Wald-  testi  (veya  F-  testi  )  bu  amaçla  yapılmaktadır.

Bir 

alternative eşgüdüm  hipotezi: H

1

: 

1



≠

2



≠ 

3



≠ 0 iken, eşbütünleşme olmayan Hull hipotezi: H

0

: 

1



=

2



= 

3



= 0’dır.

Eğer hesaplanmış / örnek F - istatistiği verilen anlamlılık düzeyinde kritik değerin üst 

sınırından büyükse, o zaman eşbütünleşmenin olmadığı hipotezi reddedilebilir. Aynı şekilde Numune 

F  -  istatistiği  verilen  anlamlılık  düzeyinde  kritik  değerin  alt  sınırından  küçükse,  eşbütüleşmenin 

olmadığı hipotezi reddedilemez.Üçüncü bir durum olarak, numunevi sonuç  üst ve alt bant aralığının 

kritik  seviyelerine  düşebilir  ki,  böyle  durumda,  test  sonuçları  belirisizdir.  ARDLBT  eşbütünleşme 

testinde  F  -istatistiklerinin  standart  olmayan  dağılıma  sahip  olduğunu  belirtmek  önemlidir.  Bu 

nedenle, F dağılımının geleneksel kritik değerleri artık geçerli değildir ve F dağılımının kritik değerleri 

Pesaran ve Pesaran tarafından geliştirilmiş olan tablodan alınmalıdır (bkz : Pesaran ve Pesaran , 1997 

ya da Pesaran ve diğerleri, 2001  ). Eğer 

θ

istatistiksel olarak anlamlı fakat negatif ise, o zaman da 

eşgüdüm ilişkisi kararlı olduğu sonucuna varılabilir. Diğer bir deyişle, uzun dönemli denge yolundan 

kısa vadede sapmalar geçicidir ve buna uygun düzeltmeler olacaktır.  

c) Önceki aşamanın sonucu olarak  değişkenler arasında ko-entegre ilişki bulursa uzun dönemli 

katsayılar tahmin edilebilir/hesaplanabilir. Belirtilmelidir ki; bu katsayılar denklem(7)’ye dayalı olarak 

ya  Bewley  dönüşümü  (Bewley,  1979)  uygulayarak  ya  da  manuel  olarak 

1

t

yxx

1

t

0

x

θ

y

θ

c

+

+

  sıfıra 

ayarlayarak hesaplanabilir. Denklem aşağıdaki gibi

y

 için çözümlendiğinde denklem (8) elde edilir. 

u

x

c

y

yxx















0

   

 

 

 

(8) 

 

ARDLBT Yaklaşımında Hataların Düzeltilmesi Örneği 

Pesaran  ve  Pesaran  (1997)  20.000  ve  40.000  çoğaltımından  başka  500  ve  1000  örneklem 

büyüklükleri  kullanarak  F  -  dağılımının  üst  ve  alt  kritik  değerlerini  hesapladıkları  unutulmamalıdır. 

Ancak, Narayan ( 2005)bu kritik değerlerinbüyük örneklem noktaları esas alınarak hesaplandığından 

dolayı  küçük  örneklem  büyüklükleri  için  doğru  olmadığını  savunmaktadır 

(Narayan,  2004  and 

Narayan, 2005). O, a

slındaPesaran vd.’nin dörtaçıklayıcı değişken durumu ve% 5 anlamlılık düzeyinde 

belirtilen  değerlerle  (Pesaran  et  al.  2001)31  gözleme  dayalı  olarak  oluşturulan  kritik  değerleri 

karşılaştırmıştır. Pesaran ve Pesaran(1997)’nın hesaplamış olduğu  (4.13 )kritik değerin % 18.3 daha 

az  olarak  (  3.49)’luk  bir  kritik  değer  olduğunu  ortaya  koymuştur  .  Böylece,  30  ile  80  veri  noktası 

arasında  değişen  küçük  örneklem  büyüklükleri  için  kritik  değerlerhesaplamıştır   (Bakınız:  Narayan, 

2005).  Küçük  bir  örnek  düzeltme  olarak,  bu  kritik  değerlerbizim  ARDLBT  eşbütünleşme  testinde 

kullanılacaktır.  

 

5. 

Ampirik tahminler ve tartışılması 

Metodolojik  bölümle  tutarlı  olarak  ADF  test  aracılığı  ile  değişkenlerin  bütünleşme 

özellikleriincelenmiştir.  Burada  test  amacıyla  kesişme  ve  trend  nokralarının  dahil  edildiği 

denklem(6)’nınkullanıldığı  belirtilmelidir.  Test  prosedürlerinde  trend  kullanımının  gerekçesişöyledir: 

Ekonometrik  teoride  açıklandığı  gibi,  eğer  trend  veri  üretim  sürecinin  bir  parçası  ve  incelenen  test 

denklemi  içine  konuluyorsa  elde  edilen  sonuçlar  ciddi  problemlerin  olduğu  önyargılı  sonuçlar 

olacaktır.  Eğer  trend  veri  üretim  sürecinin  bir  parçası  değil  ve  kazaran  denklem  içinde  konulmuşsa 

elde edilecek sonuçlar bağımsızlığını biraz zedelemiş olacaktır.  

 

 

THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES 

Baku Engineering University  

22  

26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan 

ADF testi sonuçları aşağıda verilmiştir. 

Variable 

At the level 

At the first difference 

k 

Actual value 

k 

Actual value 

roilp 

1 

-3.91**(b=-0.40) 

1 

-5.89***(b=-1.06) 

Panel A: Azerbaijan 

reer_az 

0 

-2.08 

0 

-6.77*** 

gdppc_az 

1 

-2.07 

0 

-2.14 

Panel B: Kazakhstan 

reer_kz 

0 

-3.37* (b=-0.44) 

1 

-5.97***(b=-1.33) 

gdppc_kz 

1 

-2.75 

0 

-1.82 

Panel C: Russia 

reer_ru 

0 

-2.62 

1 

-6.45*** 

gdppc_ru 

1 

-2.22 

0 

-2.36