Not: Maksimum gecikme sipariş dört ve optimal gecikme sırası ( k ) ayarlanır Schwarz kriterine
göre seçilir; *, ** Ve *** % 1 istatistiksel anlamlılık , işaret % 5 ve sırasıyla % 10 anlamlılık
düzeyleri; Kritik değerleri Mackinnon'dan (1996) alınır. Tahmin süresi: 2004Q1-2013Q4.
Tablo 1.
ADF testi sonuçları
ADF istatistiğine göre, petrol fiyatı % 5 anlamlılık düzeyinde durağan trend seviyesinde bulun-
maktadır.Ancak,denklem (6)’da petrol fiyatı için b katsayısı -0.40 ve otoregresif katsayısıbirim kök
sürecinin göstergesi olabilen sıfırdan bire daha yakın rakam olarak 0.06’dır. Ayrıca, Şekil 3'teki petrol
fiyatının günlük grafiksel denetimi ve büyüme hızıilgili serinin durağan trend serisi yerine I (1)birim
işlem olduğunu göstermektedir.Buna ek olarak, serinin ilk farkı, oldukça durağan ve otoregresif
katsayısının 0.06’ya eşit olmasıdır. Her ikiside
roilp
’nin ilk farkının durağan olduğunu iyice
belirtmektedir. ADF test sonuçları,ilk farklılık olarak da belirtildiği gibi tüm ülkeler için Satınalma
Gücü Paritesi cinsinden adam başına düşen milli gelirin durağan olmayan bir seyirde olduğunu
belirtmektedir. Ancak, ampirik çalışmaların çoğunluğu bu seriyi genelde birim I(1)olarak bulmaktadır.
Böyle sonuçların nedeninin bu serinin doğasından kaynaklandığı düşünülmektedir. Veri bölümünde
belirtildiği gibi, bu değişkenlerin aylık değerleri yıllık frekanslarından çıkarım olarak bulunduğundan
dolayı doğal değildirler. Çıkarım nedeniyle seride yeterli değişkenliğin bulunmaması (Şekil 2'deki
grafiktegörülebilir)UR test sürecini zorlaştırmaktadır.
Bir araştırma kararı gibi, I (1) sürecinin ve
GSYH serisinin entegrasyondüzeniningeleneksel yaklaşımla uyumlu olduğu düşünülmektedir.
Azerbaycan ve Rus reel efektif döviz kurları I (1) sürecini izlemektedir. Yani,günlük hareket
seviyelerinde durağan değilken büyüme hızlarında durağanlık arzetmektedirler. Aynı sonuç, % 10
anlamlılık düzeyinde sanki durağan trend sürecindeymiş gibi görünmesine rağmen Kazakistan reel
efektif döviz kurları için de geçerlidir. Bununla birlikte, serinindaha fazla analizi (grafiksel gösterim, b
katsayısının büyüklüğü) serinin işlemI (1) sürecini izlediğini göstermektedir. Bu durumda, UR
çalışmasının bir özeti olarak, tüm değişkenlerin günlük hareket seviyelerinde durağan değillerken
büyüme hızlarında durağanlık arzettikleri söylenebilir.Diğer bir deyişle, ) işlem I (1)’i takip
etmektedirler.Az sayıda gözlem durumunda daha fazla gecikme oranı tavsiye edilmediğinden n
maksimum gecikme uzunluğu olarak dörde eşit ayarlanarak her ülke için denklem (7) tahmin
edilmiştir. Denklem sırasıylaüç, iki ve bir gecikme düzeninde tahmin edilerek en uygun gecikme
düzeni seçilmeye çalışılmıştır (Hasanov et al.2017). Optimal gecikme seçiminde, Schwarz bilgi
kriterine (yine gözlem sayısının azlığındandolayı)ve benimsenen şartların kalanlarında seri korelasyon
yokluğuna güvenilmiştir. Optimal gecikme seçim sonuçları Tablo 2'de gösterilmektedir.
Tablo 2.Optimal gecikme boyutunu seçmek için istatistikler
Panel A: Azerbaycan
Panel B: Kazakistan
Panel C: Rusya
k
SBC
)
1
(
2
SC
)
4
(
2
SC
SBC
)
1
(
2
SC
)
4
(
2
SC
SBC
)
1
(
2
SC
)
4
(
2
SC
4
-3.55
0.47 [0.49]
16.17 [0.00]
-3.26
2.14
[0.14]
4.46
[0.35]
-3.68
0.84
[0.36]
12.95 [0.01]
3
-3.54
3.42 [0.06]
19.65 [0.00]
-3.50
0.69 [0.41]
7.02
[0.14]
-3.75
0.83 [0.36]
14.95 [0.00]
2
-3.65
0.71 [0.40]
7.29 [0.12]
-3.70
0.00 [0.97]
1.99
[0.74]
-3.87
0.79 [0.37]
6.62 [0.15]
1
-3.76
0.00 [0.98]
4.64 [0.33]
-3.78
3.93 [0.05]
6.86
[0.14]
-4.05
0.41 [0.52]
5.89 [0.21]
Not: SBC Schwarz bilgi kriterini gösterir iken k bir gecikme sırasıdır
THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES
Baku Engineering University
23
26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan
Her üç ülke için, denklem (7
) bir gecikme ile beraber tahmin edildiğinde Schwarz bilgi kriteri
en düşük değerleri alır. Ayrıca, denklem (7) için biriningecikme sırası seri olarak ilintisiz çıktılar
sağlar . Böylece, denklemin sağ tarafındaki farlılaştırılmış veriler için optimal boyutlu olarak bir
gecikme seçilir.
Bu betimleme, ARDLBT yaklaşımının bir sonraki prosedürü olarak gecikmeli seviye
değişkenler arasında bir eşbütünleşmenin olup olmadığını test etmek için kullanılmaktadır.
Tahminlerin küçük örneklem büyüklüğünün neden olduğu olası sapmaları önlemek içinPesaran ve
arkadaşları (2001) ile beraber Narayan (2005)kritik değerlerinin kullanılması önemlidir.
PanelA: Azerbaycan
Panel B:
Kazakistan
Panel C:
Rusya
𝐹
𝑆𝑎𝑚𝑝𝑙𝑒
𝐹
(4,30)
𝑊
= 5.278
𝐹
(4,30)
𝑊
= 4.457
𝐹
(4,29)
𝑊
=4.279
Lower and upper bound critical values in the case of two lagged level regressors, restricted intercept and no trend:
Narayan (2005) Pesaran et al. (2001)
At the 1% significance level:
4.770
5.855 4.130
5.000
At the 5% significance level: 3.435
4.260
3.100
3.870
At the 10% significance level:
2.835
3.585
2.630 3.350
Note: Narayan (2005) critical values above correspond to 40 observations case.
F is the F-value of the null hypothesis that
i
θ
= 0 in the Wald Test
Tablo 3: Eşbütünleşme test istatistikleri
Pesaran vd (2001) ve Narayan’a (2005) göre;Azerbaycan örneğinde reel efektif döviz kuru,
petrol fiyatı ve kişi başına düşen GSYİH arasında% 1 ve % 5 anlamlılık seviyelerinde bir
eşbütünleşme(koentegre) ilişkisi bulunurken aynı veriler arasında test Kazakistan ve Rusya için % 5
anlamlılık düzeyinde bir eşbütünleşme öne sürrmektedir. Böylece, ARDL eşbütünleşme test sonucu
olarak, hatta küçük bir örnek önyargı düzeltmesinden sonra her üç ülke değişkenleri
arasındaeşbütünleşimin alternatif hipotezi lehinedurağan olmayan sıfır hipotezi reddedilebilir. ARDL
yaklaşımının bir sonraki prosedürü olarak,istatistiksel önemsiz farklılıkları açıklayıcı değişkenlerin
eşitlik (7)’den çıkarılması ile nihai ECM şartnamesiyle beraber sonuna kadar denemeye devam
edilecektir. Bu dışlama, denklem(7)’in genel yeterliliğini artırırken, regresyon standart hatasında bir
artışa neden olmamalı ve kalıntıteşhisleri, istikrar ve hatalı tanımlamalara yönelik test sonuçlarında
herhangi bir bozulmaya neden olmamalıdır.
Azerbaijan
Kazakhstan
Russia
Regressor
Coef. (Std. Error)
Coef. (Std. Error)
Coef. (Std. Error)
𝑟𝑒𝑒𝑟
𝑡−1
-0.345 (0.084)
-0.664(0.187)
-0.545(0.176)
𝑜𝑖𝑙𝑝
𝑡−1
0.050 (0.026)
0.088 (0.037)
0.075 (0.039)
𝑔𝑑𝑝𝑝𝑐
𝑡−1
0.145 (0.050)
0.050 (0.116)
0.359 (0.212)
Intercept
-0.049 (0.186)
2.158 (0.769)
-1.414 (1.426)
∆𝑟𝑒𝑒𝑟
𝑡−1
--
0.219 (0.138)
0.100 (0.153)
∆𝑜𝑖𝑙𝑝
𝑡
-0.093 (0.035)
-0.059 (0.039)
0.092 (0.030)
∆𝑜𝑖𝑙𝑝
𝑡−1
-0.049 (0.037)
0.094 (0.056)
-0.115 (0.053)
∆𝑔𝑑𝑝𝑝𝑐
𝑡
0.733 (0.514)
1.407 (1.364)
2.153 (0.914)
∆𝑔𝑑𝑝𝑝𝑐
𝑡−1
-1.093 (0.502)
-1.947 (1.304)
-1.821 (0.695)
𝐷04𝑄1𝑄2
0.121 (0.020)
--
--
𝐷09𝑄1
--
-0.118 (0.051)
-0.105 (0.050)
𝐷11𝑄3
--
--
-0.054 (0.026)
Notes: Dependent variable is
𝑟𝑒𝑒𝑟_𝑎𝑧
𝑡
,
𝑟𝑒𝑒𝑟_𝑘𝑧
𝑡
𝑎𝑛𝑑 𝑟𝑒𝑒𝑟_𝑟𝑢
𝑡
respectively; Method: Least Squares;
Estimation period: 2004 Q1-2013 Q4.
Tablo 4.
Nihai ARDL Özellikleri
Nihai özellikler otokorelasyon, seri korelasyon, normallik, varyans ve Ramsey Reset hata
testininkalıntı teşhis testlerinebaşarıyla geçer. Yinelemeli (Recursive) Artıklar kararlılık testi, önemli
bir istikrarsızlık durumu bulmazken,tercih edilen durum olarak dönemin sonuna kadar teknik
özellikleri tamamen stabil vaziyette yoktur.
İlgili test sonuçları burada rapor edilmemekle beraber istendiğinde yazarlardan talep edilebilir.
Yukarıdaki bütün özelliklerde hata düzeltme terimi (ECT) reel efektif döviz kuru, petrol fiyatı ve kişi
başına düşen GSYİH arasındaki istikrarlı ve uzun dönemli bir ilişkinin göstergesi olarak % 1
anlamlılık düzeyinde istatistiksel yönden anlamlıdır ECT ile ilgili katsayılara göre, yaniayarlamaların
THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES
Baku Engineering University
24
26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan
hızı, kısa dönem dengesizliklerinin%35,%66 ve %55’i önerilen bir ilişkidesırasıyla Azerbaycan,
Kazakistan ve Rusya'dabir çeyrek dönem boyunca uzun dönemli denge yoluna doğrudüzeltilebilir.
Ayrıca,yukarıda verilen üç özelliğin hepsinde, Kazakistan'da% 5 anlamlılık düzeyinde,Azerbaycan ve
Rusya'da% 10 anlamlılık düzeyindepetrol fiyatının reel efektif döviz kuru üzerinde olumlu bir etkisi
vardır.Bu göstermektedirki, teorik ve deneysel olarak beklenildiği gibi, petrol fiyatı reel kur
değerlenmesinin itici faktörlerinden birisidir. Verimliliğin de bir ölçüsü olan kişi başına GSYİH,uzun
dönemdeRusya örneğinde çokaz, Kazakistan örneğinde biraz belirgin olmasına rağmen reel efektif
döviz kuru hareketlerinin itici faktörlerinden biridir.Kazakistan durumunda ara değeri bulmanınönem-
sizliği konuyla ilgili olabilir.Sonuç olarak, sahte değişkenler,Azerbaycan ve Rusya’da (D04Q1Q2 ve
D11Q3), son finansal-ekonomik kriz (D09Q1) etkisini yakalayarak ve yeni bir döviz kuru politikası
benimseyerek ülkelerin döviz kurlarındaki değer kaybına katkıda bulunmaktadır. Değişkenler arasında
bir eşbütünleşme ilişkisi olduğu için, esas ilgi konumuz olan, petrol fiyatları ile reel efektif döviz
kurlarının uzun dönemli esnekliklerielde edilebilir.Bu ülkelerin uzun dönemli (eşbütünleşik)
denklemleri aşağıda verilmiştir:
𝒓𝒆𝒆𝒓_𝒂𝒛
𝒕
= −𝟎. 𝟏𝟒𝟏 + 𝟎. 𝟏𝟒𝟔 ∗ 𝒐𝒊𝒍𝒑 + 𝟎. 𝟒𝟏𝟗 ∗ 𝒈𝒅𝒑𝒑𝒄_𝒂𝒛
𝒕
+ 𝜺̂
𝒕
(9)
𝒓𝒆𝒆𝒓_𝒌𝒛
𝒕
= 𝟑. 𝟐𝟓𝟏 + 𝟎. 𝟏𝟑𝟐 ∗ 𝒐𝒊𝒍𝒑 + 𝟎. 𝟎𝟕𝟓 ∗ 𝒈𝒅𝒑𝒑𝒄_𝒌𝒛
𝒕
+ 𝒖
̂
𝒕
(10)
𝒓𝒆𝒆𝒓_𝒓𝒖
𝒕
= −𝟐. 𝟓𝟗𝟕 + 𝟎. 𝟏𝟑𝟖 ∗ 𝒐𝒊𝒍𝒑 + 𝟎. 𝟔𝟓𝟗 ∗ 𝒈𝒅𝒑𝒑𝒄_𝒓𝒖
𝒕
+ 𝒗
̂
𝒕
(11)
Uzun vadeli esnekliklere göre,petrol fiyatlarındaki% 1'lik artış; Azeri, Kazak ve Rus reel efektif
döviz kurlarında sırasıyla,%0.146,%0.132 ve %0.138 değerlenmesine yol açmaktadır. Petrol fiyatının
bu ekonomilerde benzer bir rol oynadığının göstergesi olan katsayılar birbirine oldukça yakındır.
.(Hasanov et al.2017).
Aslında, bu ülkeler dolara endeksli aynı döviz kuru politikası ve aynı para-
maliye politikalarıtakipetmektedirler.Bir verimlilik ölçüsüde olan kişi başına düşen GSYİH, reel kur
değerlenmesinin başka bir kaynağı olarakkabul edilebilir. Kişi başına düşen GSYİH’daki % 1'lik bir
artışAzerbaycan, Kazakistan ve Rusya paralarında sırasıyla %0.419, %0.075 ve %0.659 değerlenmeye
neden olur.
6. Sonuç
Petrol fiyatının bu ülkelerin REER'leri üzerindekietkisi ana ilgi olduğundan, daha da araştırıl-
ması gerekmektedir. REER'inhesaplama şekline göre (yukarıdaki veri bölümüne bakılabilir),petrol
fiyatınındeğer artışlarına neden olabileceği iki yerli kanallar vardır:yurt içi fiyatlar ve nominal efektif
döviz kuru. Nominal döviz kurunu hedeflenen düzeyde korumak için de-facto sabit kur politikası takip
eden bu ülkelerde olduğu gibi,petrol fiyatlarının reel döviz kuru değerlenmelerine yönelik dönüşümde
ikinci kanal oldukça sınırlıdır. Buna karşılık, önceki kanal böyle bir dönüşüm için oldukça geniştir. Özel-
likle,bu ülkelerdeparasal kurumların (merkez veya ulusal bankalar)de-jure amacı her ne kadar fiyat
istikrarı olsa da, esas olarak nominal döviz kuru hedeflemesi üzerinde durulmakta, bu nedenle de
"imkânsız üçlü" konseptine göre bunların bağımsız bir para politikası bulunmamaktadır.Böylece,bir
tarafta yüksek iç fiyatları frenlemede oldukça sınırlı,bağımsızlığı zayıf bir para politikası varken,
diğer yandanyüksek fiyatlara yol açan baskın bir maliye politikası bulunmaktadır. Bu ülkelerin maliye
politikaları konjontürel olduğu için de petrol fiyatları ve dolayısıyla petrol gelirleri yüksek olduğu
zaman yüksek yurtiçi fiyat düzeyi ile sonuçlanan bir mali genişleme olmaktadır.Petrol ihraç eden
gelişmekte olan ekonomilerde reel döviz kuru hareketlerinin petrol fiyatına etkilerini araştıran çok
sayıda çalışma vardır. Ancak, Post-Sovyet petrol ihraç eden ülke ekonomilerini araştıran az sayıda
çalışma vardır, bu coğrafyanın dünya enerji pazarında gittikçe artanönemi, bu konuyu incelememeze
motive etmiştir. Bu boşluğu doldurmak için, bu çalışma ile Azerbaycan, Kazakistan ve Rusya'nın reel
efektif döviz kurlarının değer kazanmasında petrol fiyatının rolüaraştırıldı. Çalışmada 2004Q1-
2013Q4 dönemi ülke verileri kullanılarakautoregressiv dağıtılmış sınır testi (Autoregressive
Distributed Lag Bounds Testing) yöntemi uygulanmıştır. Test sonuçlarına göre seçilen ekonomilerin
reel döviz kurlarının değerlenmesindepetrol fiyatının uzun dönemde etkenlerden biri olduğu
gözlemlenmiştir. Bu araştırmanın sonuçlarına göre reel döviz kurunun değer kazanması, bu ülkelerde
petrol dışı malların ihracat ve hizmetlerin rekabet imkanını zayıflatmaktadır. Nominal döviz kuru reel
döviz kuru değerlenmesi halinde ise petrol fiyatının etkileri sınırlı kapasiteye sahiptir. Bu
ekonomilerde karar vericiler çok daha dengeleyici politikalar izlemeleri için uyguladıkları maliye
politikasını yeniden gözden geçirilmeleri gerekmektedir.Ülkeler ve ekonomileri analiz edilerek ortaya
çıkan sonuc o olmuştur ki , her üç ülkede de reel döviz kurunun değişmesi ağırlıklı olarak petrol
fiyatlarındaki deyişiklikle yakından ilğilidir. 2014 yılı sonlarında petrol fiyatlarının düşüşü hem
THE SUSTAINABLE DEVELOPMENT OF ECONOMY AND ADMINISTRATION: PROBLEMS AND PERSPECTIVES
Baku Engineering University
25
26-27 October 2018, Baku, Azerbaijan
ülkelerin sosyal-ekonomik harcamalarını, hem de milli paralarının yabancı paralara karşı kurlarını
ciddi etkilemiştir. Yapılan önemli oranda devalüasyonlar veya dolar karşısında yerli paraların değer
kaybetmeleri her üç ülkede mevcut ekonomi politikalarını etkilemiştir.Azerbaycan ve Kazakistan
petrol fonu ve merkezi bankalarındaki döviz rezervlerinden önemli miktarda rezervler kaybetmiştir.
Aynı zamanda her üç ülkenin post-petrol dönemine yönelik bir takım acil önlemler paketi
gerçekleştirme zarureti ortaya çıkmıştır.
Ruble’nin ABD doları karşısındaki değer kaybı hızlanmış ve
USD/RUB kuru 2014-2016 yılları arasında iki kata yakın yükselmiştir. Rusya Merkez Bankası’nın
Ağustos ayından itibaren döviz rezervlerinden 60 milyar USD kullanarak rublenin değerini korumaya
çalışması hedeflenen etkiyi gösterememiştir. Kazakistan Merkez Bankası Şubat 2014’de devalüasyon
yaparak Tenge’nin değerini %18 oranında düşürmüştür (185 Tenge/ABD Doları). Kazakistan Merkez
Bankası’nındöviz rezervleri önemli ölçüde azalmıştır.Rusya ve Çin piyasalarında yaşanan olumsuz
gelişmeler, petrol fiyatlarında yaşanan düşüşle Kazakistan mali piyasalarına yansıyan tesirler
nedeniyle 20 Ağustos 2015’den itibaren Kazakistan Merkez Bankası serbest dalgalı döviz kuruna
yönelik yeni para politikasını uygulamaya başlamıştır. Böylece 18 aylık kuru koruma mücadelesinin
bedeli yaklaşık olarak 28 milyar dolar olmuştur.Azerbaycan'da manatın değerlenme süreci dünya
piyasalarında petrol fiyatlarının keskin şekilde azalmasından dolayı 2015 yılında olmuştur. Şubat
ayında 1 dolar 0.79 AZN’ den 1.05 AZN’ye, Aralık sonunda ikinci devalüasyonla 1.55 AZN olarak
Azerbaycan tarihinde ilk defa Merkez Bankası bir yılda iki kez devalüasyona gitmiştir. Merkez
Bankası ilk devalüasyonda iki dövizli sepete geçitle ilgili karar alırken, 21 Aralık 2015
tarihindekiikinci devalüasyonda ise yüzen kur rejimine geçilmesi kararı almıştır.
Açiklama
Bu makalede ifade edilen görüşler yazarların görüşleridir ve bağlı oldukları kurumların görüş-
lerini temsil etmemektedir
KAYNAKÇA
1.
Alper,2010."Sürdürülebilir reel döviz kuru Türkiye Örneği"Ankara.Yayınlanmamış doktora tezi.
2.
Azerbaycan Ulusal Bankası ,http://www.cbar.az/pages/publications-researches/statistic-bulletin
3.
Corden, 2001 , The World Financial Crisis: Are the IMF Prescriptions Right?The Political Economy of
International Financial Crisis, Ed. by Shale Horowitz, Uk Heo, Rowman & Littlefield Publishers Inc. New York, pp.
52–53
4.
Corsetti vd. 1998,Competitive Devaluations: A Wefare-Based Aproach,
http://www.ny.frb.org/rmaghome/staff_rp/sr58.pdf,.
5.
Debré, 1998, “Determination of Spot Exchange Rates” Management and Control of Foreign Exchange Risk, Ed. by
Laurent L. Jacque, Second Edition, Kluwer Academic Publishers, Boston, p. 3.
6.
Dinler, 1993,İktisada Giriş, Ekin Kitabevi Yayınları, Bursa, s. 485.
7.
Dünya Bankası Kalkınma Göstergeleri Veritabanı (http://data.worldbank.org/country)
8.
Edwards, 1998, Exchange Rates Anchor and Inflation: A Political Economy Approach, Positive Political
Economy: Theory and Evidence, Ed. by, Sylvester Eijffinger, Harry Huizinga, Cambridge University Press, p. 189.
9.
Ertürk, 1999, Makro İktisat, Alfa Basım Yayım, İstanbul, s. 137
10. Ghei, E. Hinkle, 1999, A Note on Nominal Devaluations, Inflation, and the Real Exchange Rate Exchange Rate
Misalignment, Ed. by Lawrence E. Hinkle, Peter J. Montiel, Oxford Univerity Press, New York, p. 540.
11. H. Hanke, 1999, Some Reflections on Currency Board. Central Banking, Monetary Policies and the Implication for
Transition Economies, Edited by Mario I. Blejer, Marko Skreb, Kluwer Academic Publishers, Boston, pp. 341–343.
12. Hasanov, 2010. "The Impact of Real Oil Price on Real Effective Exchange Rate: The Case of Azerbaijan". Discussion
Paper Series 1041. DIW Berlin German Institute for Economic Research. Berlin.
13. Hasanov, F.; Mikayilov, J.; Bulut, C.; Suleymanov, E.; Aliyev, F. The Role of Oil Prices in Exchange Rate
Movements: The CIS Oil Exporters. Economies 2017, 5, 13.
14. Huh, Kasa, 1998, Export Competition and Contagious Currency Crises, FRBSFEconomic Letter,
http://www.frbsf.org/econrsrch/wklyltr98/e198–01.html,.
15. Kazakistan Ulusal Bankası (http://www.nationalbank.kz/?docid=339&switch=english)
16. MacDonald, 1997. "What determines real exchange rates: The long and short of it. IMF" Working paper 97/21.
17. Madura, 1992,Financial Markets and Instıtutions, Second Edition, West Publishing Company, New York , p. 328.
18. Narayan, 2005. "The saving and investment nexus for China: evidence from co-integration tests". Applied Economics,
37, p.1979-1990.
19. Parkin,2000, Economics, Fifth Edition, Addison Wesley Publishing Company, New York, p. 855.
20. Pesaran, and Pesaran ,1997. Microfit 4.0. Oxford University Press, Oxford.
21. Pesaran, M. Hashem and Shin,1997. An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration
Analysis. Trinity College, Cambridge, England Department of Applied Economics, University of Cambridge, England
First Version.
22. Pesaran, Shin, and Smith, 2001. "Bound Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships" Journal of
Applied Econometrics, 16:289-326.
23. Uluslararası Ödemeler Bankası verileri ,(http://www.bis.org/statistics/eer/)
Dostları ilə paylaş: |