Para ikamesi ve para ikamesinin belirleyicileri: Ekonometrik bir uygulama (1990-2010 Türkiye örneği)

(1)

47

Erkan DEMİRBAŞ¹ M. Veysel KAYA²

1 Yrd. Doç. Dr., Fatih Üniversitesi, 34500 Büyükçekmece İSTANBUL, edemirbas@fatih.edu.tr

2 Yrd. Doç. Dr., Kırıkkale Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü Yahşihan/

KIRIKKALE,

mveyselkaya@yahoo.com

Para İkamesi ve Para İkamesinin Belirleyicileri: Ekonometrik Bir Uygulama (1990-2010 Türkiye Örneği)

Özet

Bu çalışmanın amacı reel efektif kur endeksi, Türkiye Cumhuriyet Merkez Ban- kası (TCMB) Brüt Döviz Rezervi, faiz oranı farkı, kamu kesimi borçlanma gere- ği ile para ikamesi arasındaki nedensellik ilişkisini incelemektir. Bu amaçla, gecikmesi dağıtılmış otoregresif model (ARDL veya sınır testi yaklaşımının) kulla- nılmıştır. Kısa dönem analizinde ise Vector Hata Düzeltme Modeli kullanılmıştır.

Elde edilen sonuçlara göre, uzun dönemde reel efektif kur endeksi ve para ikamesi arasında negatif; Merkez Bankası brüt döviz rezervi ile para ikamesi arasın- da ise pozitif bir nedensellik ilişkisi tespit edilmiştir.

Anahtar Kelimeler: Para İkamesi, ARDL, Hata Düzeltme Modeli

Currency Substitution and Determinants of it:

An Empiric Application (A Sample of Turkey for 1990-2010)

Abstract

The aim of this study is to analyze the causality relation between Currency Subs- titution and its Determinants such as real effective exchange index, Central Bank gross foreign currency reserve, interest rate differentials, and public sector bor- rowing requirement. For this purpose, Autoregressive Distributed Lag Model (ARDL or Bound Test) is used. In the short run analyses, Vector Error Correction model is used. According to the results, in the long run there is a negative relation between real effective exchange index and currency substitution, where as there is a positive relation between Central Bank gross foreign currency reserve and currency substitution.

Keywords: Currency Substitution, ARDL, VECM.

(2)

48 1. Giriş

Para ikamesi kavramı genel olarak bir ülkenin ulusal para biriminin yerine başka bir ülkenin para biriminin kullanılması olarak tanımlanabilir. Küre- selleşen dünyada para ikamesi süreci, finansal pi- yasaların dışa açılması ile birlikte genellikle geliş- mekte olan ülkelerde sıkça görülen bir durumdur.

Gelişmekte olan ülkelerde görülen başta yüksek kronik enflasyon olmak üzere iktisadi dalgalanmalar ve belirsizlikler, siyasal güven ortamının yete- rince sağlanamaması ve kurumsal bir takım fak- törlerden dolayı para ikamesi sürecine başvurul- maktadır. Bu nedenlerden ötürü para ikamesi sü- recinin oluşması bu sıkıntıları yaşamış ve gelecek- te de yaşama ihtimali olan ülkelerde büyük önem taşımaktadır. Önemli bir süreç olarak ifade edilmesinin nedeni hiç kuşkusuz ekonomide bir takım olumsuz sonuçlar doğuran nedenlerden kaynakla- nıyor olmasıdır. Likidite riskinden ötürü finansal kırılganlığın artabilme olasılığı, döviz kurundan kaynaklanan bir takım uyumsuzluklar, reel sektör- de firmaların sürekli fiyat ayarlama gerekliliği gibi para ikamesi sürecinin olumsuz etkileri söz konusu olabilmektedir.

Türkiye’de ise para ikamesi 1980’li yıllarda dışa açılım politikaları çerçevesinde görülmeye başlan- mıştır. Yaşanan ağır ekonomik krizler ulusal paraya olan güveni zedelemiş ve ulusal para birimi yerine yabancı ülkelerin para birimleri ikame edil- meye başlanmıştır. Ancak son on yıldır para ikamesi süreci 90’lı yıllarda olduğu kadar ülke gün- deminde değildir. Gündemde olmaması bu sürecin bir daha Türkiye’de yaşanmayacağı anlamına gel- memektedir.

Bu çalışmanın temel amacı reel efektif kur endeksi, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) Brüt Döviz Rezervi, faiz oranı farkı, kamu kesimi borçlanma gereği ile para ikamesi arasındaki nedensellik ilişkisini incelemektir. Bu hedef göz önünde bulundurularak konunun teorik altyapısı çeşitli kavramlar ile açıklanmaya çalışılmıştır.

Bu çalışmada öncelikle para ikamesi kavramı, para ikamesini ortaya çıkaran faktörler ve para ikamesinin ölçülmesi konuları açıklanmıştır. Ta- kip eden bölümde Türkiye’de para ikamesi süreci çeşitli açılardan ele alınmıştır. Çalışmanın sonraki bölümünde para ikamesi ile ilgili teorik ve uygu- lamalı literatür incelenmiştir. Bu aşamalardan son-

ra Türkiye için 1990-2010 dönemlerini kapsayan bir ekonometrik analiz yapılmıştır. Bu çalışmada incelenen zaman serilerinin farklı düzeylerde du- rağan olmalarından dolayı değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin varlığı gecikmesi dağıtılmış otoregresif model (ARDL veya sınır testi yakla- şımı) kullanılarak araştırılmıştır. Kısa dönem analizinde ise Vector Hata Düzeltme Modeli (Error Correction Model-ECM) kullanılmıştır. Analiz- den elde edilen sonuçlara göre, uzun dönemde reel efektif kur endeksi ve para ikamesi arasında negatif; Merkez Bankası brüt döviz rezervi ile para ikamesi arasında ise pozitif bir nedensellik iliş- kisi tespit edilmiştir. Çalışmanın son bölümünde ise yapılan bu analizden elde edilen sonuç çeşitli açılardan değerlendirilerek, ileriki çalışmalar için önerilerde bulunulmuştur. Bu çalışma merkez ban- kasının “döviz rezervleri” ve kamunun “borçlan- ma” konusunda uyguladığı politikaların para ikamesi sürecine etkilerini ortaya koyması açısından önceki çalışmalardan farklılık arz etmektedir.

2. Para İkamesinin Nedenleri ve Para İkamesinin Ölçülmesi

Para ikamesi kavramı ile ilgili literatürde fark- lı tanımlar yer almaktadır. Mc Kinnon (1996)’da para ikamesi, doğrudan ve dolaylı olmak üzere ikiye ayrılmıştır. Doğrudan para ikamesinin farklı ülke paralarının birbirinin yerine geçebilen ödeme araçları olduğu, dolaylı para ikamesinin ise yerle- şiklerin ülkelerine getirdikleri farklı para birimleri ile hesaplanan finansal varlıkları değiştirmeleri sonucunda ortaya çıktığı ifade edilmektedir. Giovan- nini ve Turtelboom (1992)’da para ikamesi, yer- leşikler tarafından yurtiçinde yabancı para mev- duatlarının tutulması ve ülke içinde yabancı para- nın dolaşıma katılması şeklinde tanımlanmaktadır.

Ramirez ve Rojas (1985)’da gelişmiş ülkeler için para ikamesi, yerleşik olanların ve yerleşik olma- yanların karşılıklı olarak ulusal ve yabancı parayı birlikte talep etmeleri şeklinde ifade edilmektedir.

Gelişmekte olan ülkeler açısından ise tam tersi bir durum söz konusudur. Ayrıca para ikamesi özellik- le enflasyon oranının çok yüksek olduğu ülkelerde yerleşiklerin tasarruflarını yabancı paraya yönlen- dirmesi sonucunda ortaya çıkabilmektedir. Daniel ve Fried (1983)’de ve Calvo ve Vegh (1992)’de ise para ikamesinin, ekonomik durumun kötüleşmesi ihtimaline karşılık gelirlerin ve servetlerin değeri- nin korunması amacıyla yapıldığı belirtilmektedir.

Fashano ve Filho (1986)’da para ikamesi yerli pa-

(3)

ranın temel fonksiyonlarının yabancı bir para bi- 49 rimi ile yapılması olarak tanımlanırken; Cudding- ton (1983)’da para ikamesi karar birimlerinin ya- bancı paraya yönelmesi olarak ifade edilmekte ve para ikamesi ile sermaye hareketlerinin birbirin- den farklı kavramlar olduğuna değinilmektedir.

Ortiz (1983)’de para ikamesi (bir diğer ifadeyle dolarizasyon), finansal işlemlerin ulusal para yerine yabancı para ile gerçekleştirilmesi sürecidir.

Serdengeçti (2005)’de ise para ikamesi ödeme ve hesap birimi olarak işlemlerde yabancı para cinsinden varlıkların kullanılması anlamına gelmektedir. Melvin (1988)’de piyasa baskısıyla ortaya çıkan parasal reform ihtiyacı dolarizasyon olarak tanımlanmaktadır.

Yabancı para miktarının makroekonomik göster- geleri etkileyebilecek büyüklükte olması, yabancı paranın ikame esnekliğinin temel makroekonomik fiyatlar karşısında duyarlı olması ve yabancı paraya olan talebin varlığı, para ikamesinin gerçek- leşmesi için gerekli şartlar arasında gösterilebilir (Çağlar, 1996, s.5 ve Çiçek, 1996, s.6). Para ikamesi az gelişmiş ülkelerde görülmektedir. Bu ül- kelerin gelişmelerini tamamlayabilmeleri dış kay- naklara ve yabancı yatırımlara bağlı olduğu gibi finansal serbestleşmeye de bağlıdır. Finansal ser- bestleşme ortamı ulusal para ile yabancı para ara- sında bir rekabet doğuracak ve para ikamesine ze- min hazırlayacaktır (Mackinnon, 1982, s.5).

Para ikamesi gelişmiş ülkelerde farklı boyutlarda görülebilmektedir. Finansal yapının sağlam olma- sı, ulusal paraya olan güven ve enflasyon oranları- nın düşük olması gibi nedenlerden ötürü gelişmiş olan ülkelerde para ikamesine pek rastlanmamak- tadır. Gelişmiş ülkelerde görülen para ikamesi, dış ticaretten kaynaklanan bir gereklilik olarak değer- lendirilmektedir.

Para ikamesinin kavramsal olarak tanımlanması- nın ardından, para ikamesini belirleyen faktörlerin incelenmesi konunun bir bütün olarak anlaşılması- na katkı sağlayacaktır.

Para ikamesinin oluşmasında etkili olan faktörle- rin başında enflasyonist baskılar gelmektedir. Ya- tırımcılar yüksek enflasyon karşısında yabancı paraya yönelerek cazibesini yitiren ulusal paranın değerinde meydana gelebilecek dalgalanmalardan korunmak isteyecek ve böylece para ikamesinde

bir artış meydana gelecektir (El-Erian, 1987, s.38 ve Calvo ile Vegh, 1992, s. 2).

Finansal serbestleşme para ikamesinin artmasına sebep olan bir diğer etkendir. Az gelişmiş ülkeler kalkınmalarını tamamlayabilmek için yabancı ser- mayeye ihtiyaç duymaktadırlar. Bu ihtiyaçla gelen serbestleşme politikaları finansal krizlere, ulusal paranın aşırı değer kaybetmesine ve beklentileri olumsuz etkileyerek para ikamesi oranının art- masına neden olabilmektedir (Erbaykal, 2008, s.

240).

Para ikamesinin meydana gelmesindeki bir diğer neden karar birimlerinin döviz kurlarında meydana gelen dalgalanmalardan yararlanarak speküla- tif kâr sağlama çabalarıdır (Krueger ve Ha, 1996, s. 61). Siyasi belirsizlikler ve istikrarsızlıklar para ikamesinin ortaya çıkmasında etkili bir faktördür.

Zira bir ülkede politik belirsizlik var ise yatırımcı bu durumdan olumsuz etkilenecek ve yatırım ka- rarını erteleyerek elindeki parayı yabancı paraya çevirerek kendini ulusal parada meydana gelecek olan dalgalanmalardan korumaya çalışacaktır (Or- tiz, 1983, s. 178).

Devalüasyon beklentisi para ikamesini ortaya çı- karan bir diğer faktördür. Ulusal paranın değerin- de aşırı bir düşüş olacağı beklentisi yabancı paraya talebini arttıracaktır (Sarı, 2007, s. 9).

Özetle kronik ve yüksek enflasyon, finansal ser- bestleşme, spekülatif kâr sağlama girişimleri, de- valüasyon beklentileri, alternatif finansal araçların yetersizliği, büyümenin istikrarsızlığı, politik belirsizlik gibi faktörler para ikamesinin ortaya çık- masında etkilidir.

Literatürde para ikamesinin ölçülmesi ile ilgili çe- şitli uygulamalı çalışmalar yapılmış ve ölçüm yön- temi olarak aşağıda sıralanan değişkenler kullanıl- mıştır (Sarı, 2007, s. 13).

•

Yabancı para cinsinden mevduatın dar ve geniş tanımlı para arzına oranı (DTH/M2; DTH/M2Y) (Balaylar ve Duygulu, 2004, s.9).

•

Yabancı para cinsinden mevduatların toplam mevduatlara oranı,

•

Toplam dış borcun GSMH’ye oranı,

(4)

50

•

Yabancı para cinsinden devlet borçlarının toplam devlet borçlarına oranı,

•

Dolaşımdaki toplam nakit yabancı paranın do- laşımdaki ulusal paraya oranı,

•

Ülkedeki yerleşiklerin yabancı para cinsinden tuttukları varlıkların yerleşikler tarafından tutulan toplam varlıklara oranı,

Literatürde tüm bu değişkenler yer almasına karşın en çok kullanılanı Reinhard vd. (2003)’de oluştu- rulan endekstir. Yani yabancı para cinsinden mev- duatların para arzına oranı dolarizasyonun hesap- lanmasında kullanılmaktadır.

3. Türkiye’de Para İkamesi Süreci

Türkiye’de 1980 öncesi dönemde ekonomik bi-

rimler tarafından yabancı para bulundurmak ve kullanmak yasak olduğu için para ikamesi kavra- mı bir sorun olarak değerlendirilmemekteydi. An- cak, 24 Ocak 1980 kararları sonrası kambiyo re- jiminde yapılan önemli değişiklikler sonucunda ekonomik birimler tarafından yabancı paranın bu- lundurulması ve kullanılması şeklindeki yasak uy- gulamadan kalkmıştır. 1980 sonrası dönemde dö- viz tutabilme ve döviz cinsinden mevduat açabil- me serbestisinin getirilmesi, ekonomik birimlerin çeşitli güdülerle döviz talebinin artmasına neden olurken, para ikamesini de gündeme getirmiş- tir. 1984 yılında yerleşiklere, döviz tevdiat hesa- bı (DTH) açma serbestisinin tanınmasından sonra söz konusu hesapların toplam mali varlıklar için- deki payı yıllar itibariyle artmıştır (Balaylar ve Duygulu, 2004: s.41).

Şekil 1: DTH’nin Gelişimi (Bin TL)

Kaynak: TCMB, EVDS.

Şekil 2: DTH’nin Gelişimi (Bin TL)

(5)

Şekil 3: DTH’nin Gelişimi (Bin TL) 51

TCMB tarafından aylık ve çeyreklik veriler cinsinden hazırlanarak kamuoyuyla paylaşılan DTH, 2001 yılına kadar sürekli büyüyen bir eğilim içe- risindedir. Ancak 2001 sonrasında önceki dönem- lerin tersine dövizin tercih edilmemesi DTH’ların

büyüme oranlarına yansımıştır (Bkz. Şekil 4). Ya- bancı para talebinin düşmesi karşısında, ulusal para ve diğer yatırım araçlarına olan talep artmış- tır.

Şekil 4: DTH’nin Yıllar itibariyle Gelişimi (Önceki Yıl Aynı Çeyreğine Göre %)

TCMB, ticari bankaların gereğinden fazla dövize yönelmelerinin engellenmesi, TCMB’ye düzenli döviz akışının sağlanması ve bankalararası piya- sanın gelişmesinde daha etkin ve düzenli bir ça- lışmaya girebilmek için yeni düzenlemelere müra- caat etmiştir. Bu kapsamda Ocak 1986’dan itiba- ren geçerli olmak üzere, bankaların ihracat ve gö- rünmeyen işlemlerden sağladıkları döviz ve efek- tiflerin yüzde 20’sini TCMB’ye devretmeleri zo- runluluğu ve nezdlerinde açılan döviz tevdiat he- sapları karşılığında (bankalararası tevdiat hesapla- rı hariç) TCMB nezdinde yüzde 20 munzam kar- şılık tesis etmeleri zorunlu hale getirilmiştir (Ön- der, 2005, s.157).

Ağustos 1989’da Türk Parası Kıymetini Koru- ma (TPKK) Hakkında 32 Sayılı Karar kapsamın- da dövize ilişkin işlemlerin Merkez Bankasın- ca belirlenen konvertibl dövizler üzerinden Mer- kez Bankası ve bankalarca yapılmasına izin veri- lirken, yurt dışına döviz ticareti serbest hale ge-

tirilmiştir (Resmi Gazete No. 20249). Bu kararla birlikte finans kesiminin dışa açılması yolunda li- beralizasyon tedbirlerinin devreye sokulması, ban- kaların döviz cinsinden işlemlerinde önemli geliş- melerin kaydedilmesine yol açmıştır. 1989 ve son- rasında mali sistemde, Türk lirasından yabancı paraya kaçış şeklinde bir para ikamesi süreci yaşan- mıştır (DPT, 1996, s.12).

1989 yılından sonra IMF ve Dünya Bankası’nın rol aldığı yapısal uyum politikalarında bir yenilik olarak dış finansal serbestlik kararı alınmıştır. Dış finansal serbestlik bir taraftan sermaye hareketlerinin serbest kalmasına diğer taraftan yurtiçin- de yerleşik kurum ve bireyler ararsındaki iktisadi işlemlerin yabancı paralar cinsinden yapılabilme- sine imkân vermiştir. 1990 yılında geçilen dış finansal serbestlik uygulamasından sonra, ulusal ve küresel faiz farkından dolayı Türkiye’ye aşırı bir yabancı sermaye girişi yaşanmıştır (Atalay, 2005, s.22).

(6)

52 Türkiye’de yerleşiklere DTH açılmasına izin ve- rilmesiyle ortaya çıkan para ikamesi yıllar itibariyle artış eğilimindedir. Buna karşın, para ikamesinin ölçülmesinde kullanılan DTH/M2Y oranı- nın yer aldığı aşağıdaki şekilde de görüldüğü gibi, 2001 öncesinde artan pay, 2001 sonrası dönemde küçülmüştür.

Özellikle kambiyo sistemine ilişkin 1989 yılında alınan kararlarla para ikamesi sürecinin hızlanma- sı, döviz piyasalarında kriz yaşanan 1994 yılında

en üst seviyeye ulaşmıştır. Alınan istikrar önlem- lerine karşın para ikamesindeki artış, 1994 yılına göre hız kesmekle beraber, yine de yüksek düzey- de seyretmeye devam etmiştir. 1999 yılında IMF ile yapılan stand-by anlaşmasına göre dövizin bir sepet olarak yıllık artış hızı 2000 yılına ilişkin yüz- de 19.9 olarak belirlenmiş ve bu orana yıl sonu itibariyle ulaşılmış olmasına rağmen, DTH’ların TL mevduatı ve toplam mevduat içindeki payı, 1994 yılındaki oranı aşmıştır (Balaylar ve Duygulu, 2004, s.42-43).

Şekil 5: DTH’nin M2Y İçindeki Payının Gelişimi

Aşırı sermeye girişi makro ekonomik altyapı ta- mamlanmadan gerçekleştiği için ekonomik yapı kırılgan hale gelmiş ve 1994, 2000, 2001 yılların- da bu kırılganlık kendisini finansal krizler olarak açığa çıkarmıştır. 2001 krizinden sonraki dönem- de ülkede sıkı para politikası uygulanmış ve alı- nan tedbirler ile yapısal reformlar enflasyon oranı- nı azaltmada etkili olmuştur. Ayrıca Merkez Ban- kası kanununda yapılan değişiklikle de bankanın bağımsızlığı güçlenmiş ve politikaların uygulan- ması daha etkin hale getirilmiştir. Bununla birlikte Türk Lirasından altı sıfırın atılması piyasalarda Türk Lirasına bir itibar ve güven sağlanmasına ve- sile olmuştur. Yönetimli dalgalanma politikasının uygulanması sonucunda döviz kurlarının belirlenmesi piyasalara bırakılmış ve büyük müdahaleler- den kaçınılmıştır (Yılmaz, 2006, s. 7-10). Tüm bu politikalar sonucunda 2002-2011 yılları arasında döviz piyasalarında büyük bir dalgalanma yaşan- mamış, enflasyonun da tek haneli rakamlarda sey- retmesi sonucunda yabancı paraya olan yönelimde herhangi bir artış olmamıştır. Bu açıdan bakıldı- ğında 2008 yılında yaşanan ve tüm dünyada etkisi- ni hissettiren finansal krizin Türkiye’de en alt dü- zeyde hasarla atlatılması başarılı yapısal reform- ların hayata geçirilmesine bağlanabilir. Bu açık- lamalar ışığında 1980-2012 arası dönem, aşırı ya-

pancı para talebin dolayısıyla döviz piyasalarında büyük dalgalanmaların yaşandığı 1980-2001 yılla- rı ile sıkı para politikası ve yapısal reformlar sayesinde yabancı paraya olan yönelimde önemli artış- ların yaşanmadığı 2002-2012 yılları olmak üzere iki farklı dönemi içermektedir.

4. Para İkamesi ile İlgili Teorik ve Uygulamalı Literatür

Para ikamesi ile ilgili literatürde yer alan birçok uygulamalı ve teorik çalışma bulunmaktadır. Tür- kiye için de bu alanda yapılan birçok uygulamalı çalışma vardır. Bu bölümde öncelikle uluslar ara- sı literatürde yer alan belli başlı çalışmalara deği- nilecek daha sonra Türkiye için yapılan çalışmalar ayrıca irdelenecektir.

Miles (1978), Girton ve Roper (1981) ve Mc Kin- non (1982)’da para ikamesinin ulusal düzeyde para talebi fonksiyonunu istikrarsızlaştırdığı öne sürülmüştür. Bordo ve Choudri (1982)’de para ikamesinin boyutunun yüksek olduğu durumlar- da para arzındaki küçük çaplı değişmelerin döviz kurunda ciddi dalgalanmalara yol açacağı ifade edilmiştir. Oskooee ve Techaratanachai (2001)’de

(7)

Tayland ekonomisinin incelenmiş, ulusal paranın 53 değer kaybının para ikamesine yol açtığına dair sonuçlara ulaşılmıştır. Rojas ve Suarez (1992)’de Peru baz alınarak özellikle hiperenflasyon dönem- lerinde para ikamesinin önem kazandığı vurgulan- mıştır.

Daniel ve Fried (1983), Ortiz (1983), Laney vd.

(1984), Thomas (1985), Marquez (1985), El- Erian (1987), Melvin (1988), Calvo ve Vegh (1992), Ro- gers (1992), Bufman ve Leiderman (1993), Savas- tona (1996), Catao ve Terrones (2000), Edwards ve Magendzo (2003)’da, para ikamesine ilişkin çe- şitli uygulamalı çalışmalar yapılmıştır. Dornbush ve Reynoso (1989), Guidotti ve Rodriguez (1992), Kamin ve Ericsson (1993), Clements ve Schwartz (1992), Mueller (1994), Mongardini ve Mueller (1999), Freitas (2003)’da gelişmekte olan ülkeler- deki para ikamesi histerisi ele alınmıştır. Eicheng- reen ve Hausmann (1999)’da ise sabit kur rejimle- rinin yabancı para cinsinden borçlananlar için ge- lecekteki döviz kurunu garantilediği açıklanmış- tır. Rennhack ve Nozaki (2006)’de 62 ülke ince- lenmiş ve portföy yaklaşımını destekleyen sonuç- lar elde edilmiştir. Oomes ve Ohnsarge (2005)’de ise dolarizasyon dinamikleri nedeniyle Rusya’da para talebinin yüksek düzeyde istikrarsız olduğu vurgulanmıştır. Nicolo vd. (2003)’de dolarizasyonun seviyesi yüksek olan ülkelerin bankacılık sek- törünün daha yüksek mevduat oynaklığına ve likidite riskine maruz kalacağı sonucuna ulaşılmıştır.

Türkiye için para ikamesi ile çeşitli makroekonomik değişkenlerin arasındaki ilişkiyi tespit etmek için yapılan birçok uygulamalı çalışma bulunmak- tadır ve bu çalışmalardan bazıları şu şekildedir:

Selçuk (1994)’ta VAR analizi kullanılarak para ikamesi ile paranın reel değer kaybı arasında pozitif ilişki; TL’nin nominal getirisi ile negatif bir iliş- ki olduğu tespit edilmiştir. Özkaramete (1996)’de VAR analizinin uygulandığı çalışmasında faiz oranları, beklenen döviz kuru, para arzı ile enflasyon oranı arasında pozitif bir ilişki bulunmuştur.

Kural (1997)’da Granger eş-bütünleşme analizinin kullanıldığı çalışmanda Türkiye’de para ikamesinin istikrarlı ve güçlü bir yapıda olmadığı ifade edilmiştir. Yamak ve Yamak (1997)’ta para ikamesi ile döviz kuru artış oranında pozitif yönlü bir ilişki tespit edilmiştir. Adanur ve Aklan (2001)’da ise Granger nedensellik analizi yöntemi kullanıla- rak enflasyonun para ikamesine sebep olduğu sonucuna ulaşılmıştır.

Civcir (2003)’de Johansen eş-bütünleşme me- todu kullanılarak para ikamesi ile kredibilite ve yurtiçi-yurtdışı faiz oranları arasındaki fark ara- sında negatif; reel döviz kurundaki değişme ile döviz kuru riski arasında pozitif ilişki bulunmuş- tur. Us (2003)’da ise sınır testi yaklaşımı kulla- nılarak para ikamesine ilişkin histerisinin belirlenen dönemler itibariyle devam ettiği ifade edil- miştir. Başkurt (2005)’ta uygulanan Johansen- Juselius eş-bütünleşme analizi bulgularına daya- nılarak, para ikamesi ile TL mevduat faiz oran- ları, dolar mevduat faiz oranları, döviz kurundaki beklenen değişme düzeyi arasında uzun dönem- li bir ilişki tespit edilmiştir. Metin, Özcan ve Us (2007)’da VAR analizi kullanılarak döviz kurunda ve enflasyonda meydana gelen aşırı dalgalan- maların para ikamesini etkilediği sonucuna ulaşıl- mıştır. VAR analizinin kullanıldığı Sarı (2007)’da para ikamesindeki azalış ve yurtiçi faiz oranındaki artışın ulusal paranın değer kazanmasına; para ar- zındaki artış ve cari işlemler açığının ise ulusal pa- ranın değer kaybetmesine yol açtığı ifade edilmiş- tir. Terzi ve Kurt (2007)’ta enflasyon, döviz kuru ve para arzındaki değişmeler para ikamesinin bir nedenidir. Türkiye için genelleştirilmiş otoregresif koşullu değişen varyans yönteminin kullanıldı- ğı Akçay vd. (1997)’de artan dolarizasyonun döviz kuru oynaklığını arttırdığı ifade edilmiştir. Çetin (2004)’de Türkiye’de düşük enflasyon düzeyleri- ne ulaşmadan finansal serbestleşme yaşanmasının yüksek dolarizasyonu desteklediği sonucuna ula- şılmıştır. Yıldırım (2003)’da ise dolarizasyon nedeniyle para politikasının dışsal ekonomik değiş- kenlerden etkilendiği, para politikası bağımsızlığı- nı azalttığı ve para talebinde dengesizlikler meydana geldiği ifade edilmiştir.

Hekim (2008)’de EKK yöntemi kullanılarak para ikamesinin en önemli belirleyicilerinin enflasyon oranındaki ve reel döviz kurundaki artışlar olduğu tespit edilmiştir. Kaplan vd. (2008)’de Johansen- Juselius eş-bütünleşme testinin kullanılarak para talebi ile reel döviz kuru ve gelir arasında pozitif; faiz oranları ile negatif ilişki tespit edilmiş- tir. Yine Johansen-Juselius eş-bütünleşme testinin kullanıldığı Taşçı ve Darıcı (2008)’da ise reel para talebinin enflasyon ve döviz kuru ile ters yön- de ilişkili olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Taşçı vd.

(2009)’de kullanılan sınır testi yaklaşımı bulgula- rına göre döviz kurundaki aşırı dalgalanma ile para ikamesi arasında negatif bir ilişki mevcuttur. Sınır testi yaklaşımının kullanıldığı Dumrul (2010)’da

(8)

54 Türkiye ile ABD arasındaki reel faiz oranları far- kı ile para ikamesi arasındaki ilişki analiz edilmiş- tir. Analiz sonucunda beklenen döviz kuru, yur- tiçi faiz oranı, yurtdışı reel faiz oranı, dışa açık- lık düzeyi, merkez bankasının brüt döviz rezervleri ve yurt içi enflasyon oranları ile para ikamesi arasındaki ilişki pozitif yönlü bulunmuştur. Sa- raç (2010)’ta VAR analizinin kullanılarak enflasyonun para ikamesinin bir nedeni olduğu tespit edilmiştir. Serel ve Darıcı (2006)’da ise para ikamesini etkileyen faktörler; reel döviz kuru, TÜFE ve reel faiz oranı değişkenleri yardımıyla uygu- lamalı olarak ortaya konmuş, para ikamesine yol açan ana faktörlerin reel döviz kurundaki artışlar ve yüksek enflasyon olduğu saptanmıştır. Balay- lar ve Duygulu (2004)’da nominal para arzı (M2), nominal gelir, enflasyon, Tartılı Reel Efektif Kur, üç aylık hazine bonosu faiz oranı ve yıllık mevduat faiz oranından oluşan bir para talebi fonksiyonunun istikrarlı olup olmadığı, tek denkleme da- yalı eş-bütünleşme yöntemi ile araştırılmıştır. Tah- min sonuçları, para talebi fonksiyonunu oluşturan değişkenler arasında bir eş-bütünleşme ilişkisi bu- lunmadığı tespit edilmiştir.

5. Model ve Veriler

Para ikamesi ile ilgili literatürde kurulan model- ler ikiye ayrılmaktadır. Bunların ilkinde para talep fonksiyonundan (yani, portfolyo dengesi mo- dellerinden) hareket edilmektedir. İkinci grup modellemeler ise, yabancı para cinsinden varlıklar- dan hareketle kurulmaktadır. Bu çalışmada ikinci grup modellemeler esas alınacaktır (Dumrul, 2010, s.211).

Bu çalışmada, reel efektif kur endeksi, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) Brüt Döviz Rezervi, faiz oranı farkı, kamu kesimi borçlanma gereği ile para ikamesi arasındaki nedensellik iliş- kisi araştırılmaktadır. Oluşturulan modelde 1990- 2010 yılları arasında üçer aylık verilerden oluşan

“para ikamesi” bağımlı değişken olarak yer alır- ken; “reel efektif kur endeksi”, “TCMB brüt dö- viz rezervi”, “faiz oranı farkı” ve “kamu kesimi borçlanma gereği” açıklayıcı değişken olarak ta- sarlanmıştır.

Söz konusu model aşağıda gösterilmektedir:

InPİ=ƒ[Inrek, Inmbr, (r^f- r^d), borc] (1)

Modelde yer alan (Pİ), para ikamesini; (rek), reel efektif kur endeksini; r^f bir aylık dolar hesabına ödenen faiz oranını; r^d, bir aylık TL hesabına öde- nen faiz oranını; borc ise kamu kesimi borç yü- künün GSYH’ye oranını göstermektedir. Bağım- lı değişken olan “para ikamesi” (Pİ)’nin elde edil- mesinde yurtiçi yerleşiklerin döviz mevduatının M2Y¹’ye oranı kullanılmıştır. Bağımsız değişken

“reel efektif kur endeksi-rek” ise TCMB’nin ya- yınladığı TÜFE bazlı reel efektif kur endeksinden elde edilmiştir. 1995=100 kabul eden bu endeks, IMF’nin tanımına göre 19 ülke dikkate alınarak hesaplanmaktadır. Bir diğer açıklayıcı değişken olan “faiz oranı farkı” (ffark) ise iç piyasalarda bir aylık Amerikan doları bazında Döviz Tevdiat He- sapları (DTH)’lara uygulanan reel faiz oranı ile bir aylık TL mevduata uygulanan reel faiz oranı ara- sındaki farkları yansıtmaktadır. Teorik olarak faiz farkı yabancı para lehine arttıkça ekonomik birim- ler bu avantajdan yararlanmak isteyecek ve Pİ ar- tacaktır. Sonuncu açıklayıcı değişken olan borc ise kamu kesimi borçlanma gereğinin GSYH’ye oranlanmasıyla hesaplanmıştır. Analizde kullanı- lan tüm seriler TCMB’nin web sayfasında yer alan Elektronik Veri Dağıtım Sistemi (EVDS)’den elde edilmiştir.

Ele alınan değişkenler üçer aylık verilerden oluş- maktadır. Uygulanan analizlerde fark ve borc ha- riç diğer tüm değişkenlerin logaritmaları alına- rak modele dahil edilmiştir. Tüm veriler 1990:1- 2010:2 dönemlerini kapsamaktadır.

Modelde yer alan değişkenlere ait tanımlama ve açıklamalar aşağıdaki tabloda verilmektedir.

1 M2Y, M2 ve Döviz tevdiat hesabının toplamından elde edilmiştir.

(9)

Tablo 1: Modelde Yer alan Değişkenler 55

Değişken Tanımlama Açıklama

lnPİ Para İkamesi (Logaritması alınmış) Döviz Tevdiat Hesapları/M2Y lnrek reel efektif kur endeksi IMF tanımına göre ondokuz ülkeye göre (Logaritması

alınmış)

lnmbr Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) Brüt Döviz Rezervi

(Logaritması alınmış) Dolar cinsinden TCMB’nin elindeki rezervler

fark Faiz oranı farkı 1 aylık dolar hesabı faiz oranından 1 aylık TL hesabı faiz oranı çıkartılarak elde edilmiştir

borc Kamu kesimi borçlanma gereğinin

GSYH’ye oranı Kamu kesimi borçlanma gereğinin üçer aylık dönemler itibariyle GSYH’deki payını göstermektedir

Modelde kullanılan değişkenlerin grafiksel gösterimleri aşağıda verilmektedir.

Şekil 6: Değişkenlere Ait Grafikler

Bu çalışmada, birim kök testleri için E-views-5

paket programı, ARDL analizi için ise Microfit-5 paket programı kullanılmıştır.

(10)

56 6. Yöntem

Çalışmada öncelikli olarak ele alınan zaman serilerinin birim kök içerip içermediği bir diğer ifadeyle durağanlık durumları kontrol edilecektir. Bu kısımda Geliştirilmiş Dickey-Fuller Testi (ADF) kullanılarak modelde yer alan değişkenler test edi- lerek eş-bütünleşme analizine bir ön hazırlık ya- pılacaktır.

Zaman serilerinin durağan olup olmadıklarının kontrolü, analiz sonuçlarının doğruluğu açısın- dan büyük önem taşımaktadır. Zira durağan olmayan değişkenler karşısında sahte regresyonlar ortaya çıkabilir. İfade edilen şartlar altında yüksek bir R2 değeri ve anlamlı bir t istatistikleri gözlene- bilir. Ancak parametre tahmin sonuçları ekonomik yorum bakımından anlamsızdır. Bundan dolayı serilerin durağanlığının kontrolü büyük önem arz etmektedir (Sevüktekin ve Nargeleçekenler, 2007a, s.311).

Dickey ve Fuller tarafından geliştirilen yöntem sayesinde, serilerin durağanlık durumları kontrol edilebilmektedir. Dickey-Fuller sınaması başlı- ca üç regresyon kalıbına uygulanır. Bunlardan ilki sabit terimsiz ve trendsiz model; ikincisi sabit terimli model; üçüncüsü ise sabit terimli ve trend- li modeldir.

Temel bir denklem niteliğinde olan ilk modelde, serinin nasıl bir süreçten geçtiğini anlamak için serinin önceki dönemdeki değerleri açıklayıcı değiş- ken seçilir. Bu şekilde aşağıda yer alan model elde edilir.

(2)

Burada klasik varsayımlara uyan, yani ortala- ması sıfır, varyansı sabit, ardışık bağımlı olmayan, olasılıklı hata terimidir. Açıklayıcı değişkenin katsayısı olan ‘nin alacağı değer, olasılıklı değiş- kenin birim köke sahip olup olmayacağını belir- lemektedir. Modelin her iki tarafından gecikmeli değerin çıkartılması ile (3) numaralı denklem elde edilir.

(3)

Bu denklemdeki fark alma işlemi, fark alma ope- ratörü (∆) kullanılarak aşağıdaki şekilde yazılabi- lir.

(4) Bu sayede sabit terimsiz ve trendsiz model olan ilk regresyon kalıbı elde edilir.

İkinci regresyon kalıbı ise temel denkleme sabit terimin eklenmesiyle elde edilir. İlk modele sabit terimin eklenmesiyle aşağıda denkleme ulaşılır (Dickey and Fuller, 1979, s.427-431).

(5) Serilerin, zaman içerisinde belli bir eğilim içeri- sinde olmaları durumunda ise birim kök testine tabi tutulan denklemin trendi içerecek şekilde ye- niden düzenlenmesi gerekmektedir. Aşağıda tren- din dahil edildiği denklemi vermektedir (Woold- ridge, 2002, s.582).

(6)

ADF Birim Kök Testinde durağanlığı test etmek üzere iki hipotez vardır:

zaman serisi durağan değildir, birim kök vardır.

zaman serisi durağandır, birim kök yoktur.

Dickey ve Fuller’de bu hipotezler test edilirken Monte Carlo benzetimiyle tablolaştırılan τ (tau) istatistikleri kullanılmıştır (Dickey and Fuller, 1979, s.431).

Durağanlık analizinin sonucunda seriler arasında uzun dönem ilişki olup olmadığını ortaya koymak üzere eş-bütünleşme analizinin yapılması gerekmektedir.

Uzun dönem ilişkinin kontrol edildiği en yay- gın testlerin başında Engle-Granger’in (1987) iki aşamalı eş-bütünleşme yöntemi ile Johansen- Juselius’un (1990) maksimum olabilirlik yöntemi yer almaktadır. Engle ve Granger (1987)’de tanım- landığı haliyle, birinci farkları alındığında [I(1)]

durağan hale gelen iki değişkenin birinci derece- den eş-bütünleşiktir ancak bunların bazı doğrusal birleşimleri de düzeyde [I(0)] durağandır.

(11)

Özetle Engle-Granger ve Johansen-Juselius’un ge- 57 liştirmiş oldukları testlerin kullanılması, değişken- lerin birinci farkları alındığında durağan olmaları- na bağlıdır. Bundan dolayı serilerin durağan hale geldikleri düzey, eş-bütünleşme analizinde uygu- lanacak yöntemin belirlenmesi açısından büyük önem arz etmektedir.

Bu iki testin uygulanmasında değişkenlerin dura- ğanlık düzeylerine bağlı olarak yaşanan kısıtlılık- lar, Pesaran ve Shin’in (1997) geliştirmiş olduğu Gecikmesi Dağıtılmış Otoregresif Model (Auto- regressive Distributed Lag Model-ARDL) ile aşıl- mıştır. ARDL modeli değişkenlerin düzeyde veya birinci farkları alındığında durağan olup olma- dıklarına bakılmaksızın uygulanabildiği için di- ğer testlere göre avantajlıdır (Pesaran ve Pesaran, 2009, s.317).

Bu çalışmada kullanılan değişkenlerin aynı de- receden durağan olmamalarından dolayı eş- bütünleşmenin varlığı ARDL yöntemiyle (bir di- ğer adıyla Sınır Testi Yöntemi-Bound Testing Approach) araştırılmaktadır.

ARDL testi, şartlı bir kısıtlanmış hata düzeltme modelindeki (Conditional Unrestricted Error Cor- rection Model) değişkenlerin gecikmeli değerle- rinin anlamlılıklarının test edildiği Dickey-Fuller tipi regresyonlarındaki Wald ve F testleriyle ben- zerlik göstermektedir (Pesaran vd. 2001, s.290).

ARDL prosedürü birbirini takip eden üç aşama- dan oluşmaktadır. Birinci aşamada, değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını test etmek üzere, ARDL hata düzeltme modelindeki de- ğişkenlerin gecikmeli düzeylerindeki anlamlılı- ğı F-istatistikleri hesaplanarak test edilir. Pesa- ran vd. (2001)’de ARDL modellerinin sabit ve trend içerip içermemesi ve regresör sayıları dikkate alınarak dört tablo hazırlanmıştır. Hesapla- nan F-istatistiklerinin tabloda yer alan sınırlar dı- şında kalması durumunda, değişkenler arasın- da eş-bütünleşmenin varlığıyla ilgili yorum yapı- labilirken, hesaplanan F istatistiklerinin bu kritik değerler arasında yer alması durumunda ise, eş- bütünleşim hakkında herhangi bir yorum yapıla- maktadır (Pesaran ve Pesaran, 2009, 317). Değiş- kenler arasında eş-bütünleşmenin tespit edilmesi durumunda, ikinci aşamaya geçilir. Bu süreçte de- ğişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin katsa- yıları tahmin edilir ve katsayılar hakkında değer- lendirmelerde bulunulur. Son aşamada ise değiş-

kenler arasındaki kısa dönemli ilişkiyi ifade eden kısa dönem dinamik parametreler, hata düzeltme modeli kullanılarak hesaplanır (Pesaran ve Pesa- ran, 2009, s.319-320).

Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi araş- tırmak için kullanılan ARDL modeli, sabitin ve tek açıklayıcı değişkenin olduğu varsayımıyla aşağı- daki denklemden yararlanılarak gösterilebilir.

(7) 7. Bulgular

7.1. Birim Kök Testi Bulguları

Seriler arasında uzun dönem ilişkisinin varlığıyla ilgili analizlere geçilmeden önce durağanlık testlerinin yapılması gerekmektedir. Serilerin durağan- lık düzeyleri, uzun dönem ilişkisini ortaya koymak üzere kullanılacak ekonometrik analizlerin terci- hinde belirleyici olacaktır.

Bu çalışmada zaman serilerinin durağanlık du- rumunun kontrolünde Augmented Dickey-Fuller (ADF) Birim Kök Testi uygulanmıştır. Birim kök testlerinin ardından seriler arasında uzun dönem ilişki analiz edilecektir.

Aşağıda yer alan tabloda sırasıyla bağımlı değiş- ken “para ikamesi” ile bağımsız değişkenlerden

“reel efektif kur endeksi”, “Merkez Bankası dö- viz rezervi”, “faiz oranı farkı” ve “kamu borçlan- ma gereği” ile ilgili ADF testleri yer almaktadır.

Tabloda yer alan olasılık ve istatistik değerleri- ne bakılarak, değişkenlerin durağanlık durumları değerlendirilebilir. Buna göre Fark değişkeni ha- riç diğer tüm değişkenlerin düzeyde durağan ol- madıkları anlaşılmaktadır. Örneğin, lnpi değişke- nine bakıldığında olasılık değerinin %5 düzeyin- den büyük olması, sıfır hipotezinin kabul edilme- sini gerektirmektedir. Yani, değişken birim köke sahiptir. Bu sonuca ulaşmanın bir diğer yolu ise t-istatistik değerini, %1, %5 ve % 10 kritik de- ğerleriyle kıyaslanmasıdır. T-istatistiğinin, mutlak kritik değerlerden büyük olması durumunda, sı- fır hipotezi red edilecektir. Ancak, düzey değerler- de, t-istatistiğin daha küçük olduğu ve “birim kök yoktur” hipotezinin kabul edilmesi gerektiği anla- şılmaktadır. lnrek, lnmbr ve borc değişkenlerinin de aynı yöntemler kullanıldığında düzeyde dura- ğan olmadığı görülmektedir.

(12)

58 Tablo 2: Değişkenler için Augmented Dickey-Fuller Birim Kök Testleri Değişkenler Augmented Dickey-Fuller testi

I(0) I(1)

lnpi -1,85(0,35) -10,38(0,00)*

lnrek -1,27 (0,63) -9,22(0,00)*

lnmbr -0,98(0,75) -8,39(0,00)*

fark -3,80(0,02)* -8,73(0,00)*

borc -1,41(0,5) -8,88(0,00)*

Anlamlılık Düzeyi Kritik değerler

% 1 level -2,59

% 5 level -1,94

% 10 level -1,61

Olasılık değerleri parantez içerisinde verilmiştir. * zaman serisinin % 1 düzeyinde ista- tistiki olarak anlamlı olduğunu göstermektedir.

Yukarıda durağanlık durumlarını veren ADF test sonuçlarına göre, bağımsız değişken (fark)’ın dü- zeyde durağan [I(0)], diğer tüm değişkenlerin ise birinci farkları alındığında durağan hale geldiği görülmektedir [I(1)].

7.2. ARDL Testi Bulguları

Değişkenlerin düzeyde ve birinci farkları alın- dıktan sonra durağan hale gelmesi itibariyle, eş- bütünleşme analizinin yapılabilmesi için gecikmesi dağıtılmış otoregresif modellerin (ARDL veya sınır testi yaklaşımının) kullanılması gerekmektedir. Sınır testinde ise, ilk olarak kısıtlanmamış hata düzeltme modelinden (Vector Error Correction Model-VECM) yararlanılarak eş-bütünleşmenin varlığı araştırılmaktadır. Bu çalışmada kullanılan ARDL modeli aşağıdaki gibi yazılabilir:

(8) Yukarıdaki modele sınır testinin uygulanabilmesi için m olarak gösterilen gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmektedir. Ardından eş-bütünleşme ilişkisi varlığının araştırılmasında bağımlı ve ba-

ğımsız değişkenlerin birinci dönem gecikmelerine F istatistiği uygulanmaktadır. Bu test için H₀ hi-

potezi şek-

lindedir. Hesaplanan F istatistiği büyük gözlem- ler için Pesaran vd. (2001), küçük gözlemler için Narayan’ın (2005) çalışmasındaki alt ve üst kritik değerleri ile karşılaştırılır. Hesaplanan F istatistiği alt kritik değerinden küçükse, seriler arasında eş- bütünleşme ilişkisinin olmadığına karar verilmektedir. Hesaplanan F istatistiği alt ve üst kritik de- ğerler arasında ise kesin bir yorum yapılamamak- tadır. Hesaplanan F istatistiğinin üst kritik değer- den büyük olması durumunda ise seriler arasında eş-bütünleşme ilişkisinin olduğu sonucuna varıl- maktadır. Eş-bütünleşme ilişkisinin tespit edilmesinin ardından uzun ve kısa dönem ilişkileri belir- lemek için ARDL modelleri kurulur.

Modeldeki gecikme sayısı belirlenirken AIC, SIC gibi bilgi kriterlerinden yararlanılmaktadır. Bura- da otokorelasyon problemi olmayan ve en küçük kritik değeri sağlayan gecikme uzunluğu modelin gecikme uzunluğu olarak belirlenmektedir. Mo- delin otokorelasyon problemi içermesi durumunda ikinci en küçük kritik değeri sağlayan gecikme uzunluğu dikkate alınır. AIC ve SIC bilgi kriterlerine göre uygun gecikme uzunluğu 1 olarak belir- lenmiş ve bu gecikme uzunluğunda otokorelasyo- na rastlanmamıştır

(13)

Tablo 3: Eş-bütünleşme Testi İçin Uygun Gecikme Uzunluğunun Belirlenmesi 59

Gecikme uzunluğu (m) AIC değeri SIC

Otokorelasyon Testi LM değeri (Prob)

LM1 LM4

1 -2,13 -2,07 0,36 0,88

2 -2,10 -2,01 0,85 0,78

3 -2,07 -1,95 0,33 0,81

4 -2,04 -1,89 0,30 0,59

5 -2,02 -1,84 0,98 0,16

6 -2,02 -1,81 0,71 0,26

Uygun gecikme sayısı belirlendikten sonra sınır testi yaklaşımıyla seriler arasında eş-bütünleşme ilişkisi araştırılmaktadır. Aşağıdaki tabloda değiş- kenler arasındaki eş-bütünleşme sonuçları verilmektedir.

Bu çalışmada Pesaran vd. (2001) ve Narayan (2005)’da hesaplanmış olan kritik değerler kulla- nılmıştır.

Tablo 4: Sınır Testi Sonuçları

k F-istatistiği Kritik Değerin

Alındığı Çalışma

% 5 Anlamlılık Düzeyinde Kritik değerler I(0)-I(1)

Alt sınır Üst sınır

4 4.7913(0.001) Pesaran (2001)* 2,86 4,01

Narayan (2005)** 3,010 4,216

Kritik değerler, Pesaran ve Narayan’ın 4 bağımsız değişken için sunulan alt ve üst sınır değerlerdir.

*Table CI(iii) Case III: Unrestricted intercept and no trend; ** case III: unrestricted intercept and no trend tablosundan alınmıştır.

k, bağımsız değişken sayısını vermektedir.

Χ²_{( AB)} = 1.1816 (0.881); Χ²_{( DV)} = 0.008726 (0.976); DW-istatistiği=2.0054

Tablo 4’de hesaplanan test istatistiğine göre Model 6’nın yüzde 5 düzeyinde, Pesaran vd. (2001) ve Narayan (2005)’dan alınan üst kritik değerleri aş- tığı görülmektedir. Bu sonuç, değişkenler arasında bir eş-bütünleşme ilişkisinin mevcut olduğunu ortaya koymaktadır. Elde edilen tanısal test sonuç- larına göre, ardışık bağımlılık ve değişen varyans problemi mevcut değildir. Eş-bütünleşme ilişkisi- nin tespit edilmesinin ardından uzun ve kısa dö- nem ilişkilerin belirlenmesi aşamasına geçilebilir.

Uzun dönem İlişki

Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğunun tespit edilmesi durumunda, ikinci saf- hada bağımsız değişken için ARDL uzun dönem modeli aşağıdaki gibi tahmin edilebilir:

(9) Seriler arasındaki uzun dönem ilişkinin incelen- mesinde AIC ve SIC kriterlerinden hangisinin dikkate alınacağı hususunda standart hataların değe- ri belirleyici olmaktadır. ARDL model seçim kriteri olarak, Akaike Bilgi Kriteri (AIC) ve Schwarz Bayezyan Kriterlerine (SIC) göre maksimum 4 ge- cikmeye göre tahmin edilen (7) numaralı denkleme ait standart hata değerleri Tablo 5’te yer almak- tadır. SIC’ye göre seçilen ARDL (2,1,1,0,0) modelinin standart hataları, AIC’ye göre seçilen ARDL (4,2,4,4,0) modelinin standart hatalarından kü- çük olduğundan, uzun dönem katsayı tahmini için ARDL (2,1,1,0,0) modeli seçilmiştir.

(14)

60 Tablo 5: AIC ve SIC Kriterlerine göre Standart Hata Değerleri

Değişkenler AIC SIC

lnrek 1.0473 0.46379

lnmbr 0.12745 0.078583

fark 0.0073225 0.0029340

borc 0.019645 0.011679

sabit 5.0347 2.1220

Aşağıdaki tabloda SIC’ye göre hesaplanan uzun dönem tahmin sonuçları verilmektedir. Tablo- da yer alan olasılık değerlerine bakıldığında (prob); (lnPİ), (lnrek) ve (lnmbr)’nin anlamlı ol- duğu görülmektedir. Katsayılara bakıldığında ise (lnPİ)’nin gecikmeli değerlerinin (lnPİ) ile pozitif bir ilişki içerisinde olduğu; (lnrek) ve (lnmbr)’nin

düzey değerlerinin (lnPİ) ile negatif, birinci gecikmeli değerlerinin ise pozitif bir ilişki içerisinde ol- duğu görülmektedir. Model % 1 düzeyinde anlam- lı olup, bağımsız değişkenler, (lnPİ)’deki değişim- lerin % 93’ünü açıklamaktadır. Modelde otokorelasyon problemi yoktur.

Tablo 6: ARDL Modelinin Sonuçları SIC ARDL(2,1,1,0,0) Bağımlı Değişken: lnPİ

Değişkenler Katsayı Standart Hata t-istatistiği (Prob)

lnPİ(-1) 0.54477 0.096859 5.6243 (0.000)*

lnPİ(-2) 0.26272 0.083786 3.1356 (0.003)*

lnrek -0.65913 0.11044 -5.9681(0.000)*

lnrek(-1) 0.35191 0.10556 3.3339(0.001)*

lnmbr -0.11750 0.046319 -2.5366(0.013)**

lnmbr(-1) 0.15060 0.047593 3.1643(0.002)*

fark 0.0001015 0.0005576 0.18198 (0.8569)

borc 0.0035283 0.0025142 1.4034(0.165)

sabit 0.99075 0.37578 2.63658(0.010)

* ve**sırasıyla %1 ve %5 düzeyinde anlamlılığı ifade etmektedir.

R² =0.93 F= 127,3344 (0.000) DW-stat=1.9139

Uzun dönem katsayı ve olasılık değerlerinin veril- diği aşağıdaki tabloda ise (lnrek)’in % 1 düzeyin- de istatistiki olarak anlamlı olduğu ve (lnPİ) üze- rinde negatif bir etkiye sahip olduğu görülmek- tedir. Buna göre (lnrek)’te % 1 birimlik bir artış, (lnPİ)’yi % 1,59 küçültecektir. Bir diğer bağımsız

değişken olan (lnmbr) ise istatistiki olarak yüzde 5 düzeyinde anlamlı olup, para ikamesi ile araların- da pozitif bir ilişki vardır. Buna göre (lnmbr)’de

% 1 birimlik bir artış, para ikamesini % 0,17 ar- tıracaktır.

Tablo 7: ARDL Modeli Uzun Dönem Katsayı Tahminleri SIC (2,1,1,0,0) Bağımlı Değişken: lnPİ

Değişkenler Katsayı Standart Hata t-istatistiği (Prob)

lnrek -1.5959 0.46379 -3.4409 (0.001)*

lnmbr 0.17197 0.078583 2.1884 (0.032)**

fark 0.000527 0.0029340 0.17965 (0.858)

borc 0.018328 0.011679 1.5692 (0.121)

sabit 5.1464 2.1220 2.4253 (0.018)

*ve** sırasıyla %1 ve %5 düzeyinde anlamlılığı ifade etmektedir.

(15)

Kısa Dönem İlişkisi 61

Değişkenler arasındaki kısa dönem ilişki, hata dü- zeltme terimini (ECT) de içeren ARDL yaklaşı- mıyla incelenmiştir. Bu çalışma için ele alınan model aşağıda verilmektedir.

(10) Bu eşitlikteki hata düzeltme terimi (ECT) yukarı-

da tahmin edilen uzun dönemli ARDL modelinin hata terimlerinin 1 gecikmeli değerleridir. Kısa dö- nemli modelde uzun dönemli modelde olduğu gibi ARDL (2,1,1,0,0) formunda ve değişkenlerin birinci farkları alınarak tahmin edilmiştir. Tahmin sonuçları aşağıdaki tabloda yer almaktadır. Mode- lin çalışması ECT’ye bağlıdır. ECT değişkeni, yu- karıda değinilen uzun dönem ilişkisinin bulundu- ğu denklemdeki hata terimleri serisinin bir dönem gecikmeli değerini gösterir ve uzun dönemde dü- zeltilebilecek kısa dönem dengesizliğini gösteren katsayısının (a5) negatif işaretli olması beklenir (Narayan, 2005, 1984).

Tablo 8: Kısa Dönem Katsayı Tahminleri SIC ARDL(2,1,1,0,0) Bağımlı Değişken: Y

Değişkenler katsayı Standart Hata t-istatistiği (Prob)

ECM_(t-1) -0.19251 0.059437 -3.2389(0.002)*

∆(lnPİ)t -0.26272 0.083786 -3.1356 (0.002)*

∆lnrek -0.65913 0.11044 -5.9681 (0.000)*

∆lnmbr -0.11750 0.046319 -2.5366 (0.013)**

∆fark 0.0001015 0.0005576 0.18198 (0.856)

∆borc 0.0035283 0.0025142 1.4034 (0.165)

∆Sabit 0.99075 0.37578 2.6365(0.010)

ecm = lnPİ + 1.5959*lnrek -0.17197*lnmbr + 0.0005271*fark -0.018328*borc -5.1464*sabit

R² =0.57 F= 15.2576

(0.000) DW-statistic= 1.9139

* ve ** sırasıyla % 1 ve %5 düzeyinde anlamlılığı ifade etmektedir.

ECM terimi beklenildiği gibi hem istatistiki olarak anlamlı hem de negatif çıkmıştır. Buna göre model, kısa dönemden uzun döneme doğru denge- ye gitmektedir. ECM teriminin katsayısı 0,19 olup, her dönem % 19 oranında dengesizliğin giderildi- ğini ifade etmektedir. Yine kısa dönemde, (∆lnPİ), (∆lnrek) ve (∆lnmbr) sırasıyla %1, %1 ve % 5 dü- zeyinde anlamlıdır. Bu üç değişkenin işareti negatif olup, kısa dönemde, para ikamesi ile aralarında ters yönlü bir etkileşim vardır. Bağımsız değişken- lerden ((∆fark) ve ((∆borc) ise kısa dönemde istatistiki olarak anlamsızdır.

Çalışmada para ikamesinin bağımlı değişken ol- duğu hesaplamalarda tahmin edilen katsayılar için ardışık hataların kümülatif toplamı testi (cumula- tive sum of recursive residuals-CUSUM) yapıl- mıştır ve test sonuçlarına ait şekilde yer almakta- dır. “CUSUM ve CUSUM of Squares” istatistiği- nin grafiği %5 kritik değerler arasında olduğu gö- rülmektedir. Bu sonuçlar, tahmin edilen modeldeki tüm katsayıların analize konu olan dönem içeri- sinde istikrarlı olduğunu göstermektedir.

(16)

62 Şekil 7: Cusum testleri

8. SONUÇ

Bu çalışmada, reel efektif kur endeksi, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (TCMB) Brüt Dö- viz Rezervi, faiz oranı farkı, kamu kesimi borçlan- ma gereği ile para ikamesi arasındaki nedensellik ilişkisi araştırılmıştır. Oluşturulan modelde 1990- 2010 yılları arasında üçer aylık verilerden oluşan

“para ikamesi” bağımlı değişken; “reel efektif kur endeksi”, “TCMB brüt döviz rezervi”, “faiz oranı farkı” ve “kamu kesimi borçlanma gereği” açıkla- yıcı değişken olarak tasarlanmıştır.

Çalışma hakkında temel bilgilerin verildiği giriş bölümünün ardından ikinci bölümde para ikamesi kavramı, para ikamesini belirleyen faktörler ve para ikamesi sürecinin nasıl ölçüldüğü hakkında açıklamalara yer verilmiştir. Üçüncü bölümde ise Türkiye’de para ikamesi sürecinin gelişimi ele alı- narak, yasal düzenlemelerle regülasyonların kaldı- rılarak liberal bir piyasa mekanizması getirilmesi- nin para ikamesinin gelişimine etkileri açıklanmış- tır. Takip eden bölümde ise para ikamesi ile benzer çalışmalarda ulaşılan sonuçlara yer verilmiştir. Al- tıncı ve yedinci bölümlerde ise çalışmada uygulanan model, yöntem hakkında açıklamalarda bulu- nularak elde edilen bulgular yorumlanmıştır.

Çalışmada zaman serilerinin farklı düzeylerde du- rağan olmalarından dolayı, eş-bütünleşme testi için ARDL yöntemi kullanılmış, ardından kısa dö- nem ilişkiyi incelemek üzere hata düzeltme modelinden yararlanılmıştır. Yapılan ARDL testinde, modelde yer alan bağımlı ve bağımsız değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin varlığı tespit edil- miştir.

Analiz sonuçlarına göre, uzun dönemde reel efektif kur endeksi ile para ikamesi arasında ters yön- lü bir ilişki bulunmuştur. Buna göre, TL değer kay- bettiğinde, TL’ye oranla daha değerli hale gelen

yabancı para tercih edilmektedir. Aynı yönlü iliş- ki VECM analizi neticesinde kısa dönemde de tespit edilmiştir. Ulaşılan bir diğer sonuç ise uzun dö- nemde Merkez Bankası Brüt Döviz Rezervi arttık- ça, para ikamesinin artmasıdır. Ancak kısa dönem- de ters yönlü bir ilişki tespit edilmiştir. Faiz oranı farkı ve borç değişkenlerinin ise istatistiki olarak anlamlı olmadığı tespit edilmiştir. İki dönem ara- sındaki bu tutarsızlık, kısa dönemde Merkez Ban- kasının döviz rezervlerindeki artışın ekonomik birimler tarafından algılanış biçiminden veya ekonomik birimlerin kendilerini bu sürece ayarlamala- rından kaynaklanabilir. Ekonomik birimlerin kendilerini Merkez Bankasının rezerv politikalarına göre ayarlaması belli bir zaman sürecini gerekti- rebilir. Ancak bir süre sonra (uzun dönemde) Mer- kez Bankasının döviz rezervlerinde meydana gelen artışlara (düşüşlere) karşılık, ekonomik birimler de yabancı paraya olan taleplerini artıracaktır (azaltacaktır). Nitekim Merkez Bankasının 1990 yıllarda artarak büyüyen yapıdaki döviz rezervleri karşısında uzun dönemde dövize olan talep ar- tarken, Merkez Bankası döviz rezervlerindeki ar- tış oranlarının daha düşük olduğu dönemlerin ar- dından uzun dönemde dolarizasyonun boyutunun küçüldüğü gözlenmektedir.

Para ikamesi süreci finansal krizlerin yoğun olarak yaşandığı dönemlerde ileri boyutlara ulaşmak- tadır. İç ve dış siyasi olaylar ve ekonominin makro göstergelerindeki bozuklukların yanında Merkez Bankasının döviz rezervlerini sert bir şekilde artır- ma eğilimine girmesi de para ikamesinin boyutu- nu etkileyebilmektedir. Bu durum öncelikle siyasi güven ortamının istikrarlı bir şekilde sürmesi ve olumsuz beklentilerin minimum seviyede seyret- mesi şeklinde yorumlanabilir.

Bu çalışmada para ikamesi ile belirleyicileri ara- sındaki ilişkinin analizi 1990-2010 yılları ile sınır- lı tutulmuştur. Ancak, 1980’den günümüze kadar

(17)

olan dönem kendi içerisinde döviz piyasalarında 63 büyük dalgalanmaların yaşandığı 1980-2001 yılla- rı ile yabancı paraya önemli yönelimlerin olmadı- ğı 2002-2012 yılları olmak üzere iki farklı dönem- de ele alınabilir. Bu açıdan para ikamesi ve belirleyicileri arasındaki ilişki, döviz talebine farklı yön- de eğilimlerin olduğu bu iki dönem dikkate alına- rak ileriki çalışmalarda incelenebilir.

Kaynakça

ADANUR-AKLAN, N.; (2001), “Para İkamesi Süreci ve Türkiye Örneği”, Yönetim ve Ekonomi, 7(1), ss.197–207.

AKÇAY,C.O, ALPER,E.C. ve KARASULU,M.; (1997), “Cur- rency Substitution and Exchange Rate Instability: The Turkish Case “, European Economic Rewiev, L, 827-835.

AKSU, H., & BAŞAR, S.; (2009), “Türkiye İçin İkiz Açıklar Hipotezi’nin Tahmini: Bir Sınır Testi Yaklaşımı”, Ankara Üniver- sitesi SBF Dergisi, (64): 4, ss.1-14.

ALBERTA, G., & Bart, T.; (1992), Currency Substitution , Nber Working Papers Series No: 4232, 1.

ATALAY, A.; (2005), Almanya’daki İşçi Tasarruflarının Değerlendirilmesi: Kredi Mektuplu Döviz Tevdiat ve Süper Döviz Hesapları Örneğinde Bir Makro Analiz, Uzmanlık Yeter- lilik Tezi, Ankara.

BALAYLAR, N.A., & DUYGULU, A.A.; (2004), Türkiye’de Para İkamesi Olgusu ve Para Talebi Fonksiyonunun İstikrarı. http://

www.deu.edu.tr/userweb/nevzat.simsek/dosyalar/TB04-03.

pdf, (Erişim Tarihi: 11.04.2012).

BAŞKURT, Ö.; (2005), Financial Dollarization and Currency Substitution in Turkey, Yayınlanmamış Yüksek Lisans Tezi, Ankara,s.78.

BORDO, M. D., and CHOUDHRİ, E.U.; (1982), “Currency Sub- stitution and the Demand for Money: Some Evidence for Can- ada”, Journal of Money, Credit and Banking, 14(1), pp. 48–57.

BUFMAN, G and LEİDERMAN, L.; (1993), “Currency Substi- tution under Nonexpected Utility: Some Empirical Evidence”, Journal of Money, Credit and Banking, 25(3), pp. 320–335.

CALVO, G., and VEGH, C.; (1992), “Currency Substition in Developing Countries: An Introduction, IMF Working Paper, No: 92/40, http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm? abstract_

id=884762”, (Erişim Tarihi: 09.04.2012).

CATAO, L and TERRONES, M.; (2000), “Determinants of Dol- larization: The Banking Side”, IMF Working Paper, WP/99/146, http://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2000/wp00146.pdf, (Erişim Tarihi: 09.04.2012).

CİVCİR, İ.; (2003), “Dollarization and Its Long-run Determi- nants in Turkey”, Middle East Economics Series, www.ecomod.

net/conferences/ecomod2002/papers/civcir.pdf, (Erişim Tarihi:

11.04.2012).

CLEMENTS, B., and SHWARTZ, G.; (1992), Currency Sub- stitution: The Recent Experience of Bolivia. IMF Working Paper, İnternet Adresi: http://papers.ssrn.com, Erişim Tari- hi:12.04.2012.

CUDDINGTON, J.; (1983), Currency Substitution, Capital Mo- bility and the Demand for Domestic Money, Journal of Interna- tional Money and Finance, 2, pp.111-133.

ÇAĞLAR,Ü.; (1996), Para İkamesi. Istanbul Üniversitesi So- syal Bilimler Ens. İktisat Bölümü,Yayınlanmamış Doktora Tezi İstanbul.

ÇETİN,A.;(2004), “Enflasyon, Döviz Kuru Belirsizliği ve Dolari- zasyon Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği”, İktisat İşletme ve Finans Dergisi.

ÇİÇEK, M.; (1996). Türkiye’de Para İkamesi , Eskisehir: An- adolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Ens. Yayınlanmamiş Yüksek Lisans Tezi, s.6.

DANİEL, B. C. and FRİED, H.O.; (1983), “Currency Substitu- tion, Postal Strikes, and Canadian Money Demand”, The Ca- nadian Journal of Economics, 16(4), pp.612–624.

DICKEY, D. ve FULLER, W. A.; (1979), “Distribution of the Esti- mators for Autoregressive Time Series with a Unit Root”, Jour- nal of American Statistical Association, 74: 427-431.

DORNBUSCH, R ve REYNOSO, A.; (1989), Financial Fac- tors in Economic Development. NBER Working Paper No.

2889, http://www.nber.org/papers/w2889.pdf, (Erişim Tarihi:

12.04.2012).

DPT, T.C. Başbakanlık Devlet Planlama Teşkilatı Müsteşarlığı, (1996), Yayın No: DPT : 2454–Vergi Özel İhtisas Komisyonu Raporu-ÖİK: 510.

DUMRUL, C.; (2010), “Türk Ekonomisinde Para İkamesinin Belirleyicilerinin Sınır Testi Yaklaşımı İle Eş-Bütünleşme Ana- lizi”, Erciyes Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Der- gisi, (212)35, ss.199-231.

EDWARDS, S. and MAGENDZO, I.I.; (2003), “Dollarization and Economic Performance: What Do We Really Know”, Inter- national Journal of Finance and Economics, 8(4), pp.351–363.

EICHENGREEN,B ve HAUSMANN,R.; (1999), “Exchange Rates and Financial Fragility”, NBER Çalışma Tebliği, No.7418.

EL-ERIAN, M.A.; (1987), “Currency Substitution in Egypt and the Yemen Arab Republic”, IMF Staff Papers, No. 43. http://

papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=884775, (ErişimTarihi: 15.04.2012).

ENGLE, R.F., & GRANGER, C.W.J.; (1987), “Cointegration and error correction representation: estimation and testing”, Econometrica, (55), 251-276.

ERBAYKAL, E., DARICI, B., KADIOĞLU, Ö.; (2008), Reverse Money Substitution Process: Turkey Case. International Re- search Journal of Finance and Economics, 15, pp. 240–248.

FASANO-FİLHO, U.; (1986), “Currency Substitution and The Demand For Money:The Argentina Case,1960-1976”, Weltwirschaftliches Archiv, 122 (2), pp.327-339.

FREİTAS, M.L.; (2003), “Revisiting Dollarisation Hysteresis:

Evidence from Bolivia, Turkey and Indonesia”, NIPE Work- ing Papers 12, http://netec.mcc.ac.uk/WoPEc/data/Papers//

nipnipewp 12-2003.html, (Erişim Tarihi: 12.04.2004).

(18)

64 GIRTON, L., ROPER, D.; (1981), “Theory and Implications of Currency Substitution”, Journal of Money, Credit and Banking, 13(1), pp.12–30.

GÖKALP, F., BALDEMİR, E., AKGÜN, G.; (2011), “Türkiye Eko- nomisinde Dışa Açılma ve Gelir Eşitsizlikleri İlişkisi”, Yönetim ve Ekonomi, 18(1), ss.87-104.

GUİDOTTİ, P.E., RODRİGUEZ, C.A.; (1992), Dollarization in Latin America: Gresham Law's in Reverse?. IMF Staff Papers, http://www.ucema.edu.ar/, (Erişim Tarihi: 04.03.2012).

HEKİM, D.; (2008), “Para İkamesi Histerisi: Türkiye Örneği”, Eskişehir Osmangazi Üniversitesi İİBF Dergisi, 3(1), ss.27–43.

JOHANSEN, S. & JUSELIUS, K.; (1990). “Maximum likelihood estimation and inference on co-integration with applications to the demand for Money”, Oxford Bulletin of Economics and Sta- tistics, 52 (2), 169-210.

KAMİN, S., ERICSSON, N.R. (1993), “Dollarization in Argen- tina, Board of Governors of the Federal Reserve System”, International Finance Discussion Paper No. 460, http://www.

federalreserve .gov/ pubs/ifdp/ 1993/460/ifdp460.pdf, (Erişim Tarihi: 21.02.2012).

KAPLAN, M., KALYONCU, H., YÜCEL, F.; (2008), “Currency Substitution: Evidence from Turkey”, International Research Journal of Finance and Economics, 21, ss.158–162.

KRUEGER, R., H.A,J.; (1996), Measurement of Cocircula- tion of Curriencies, The Macroeconomics of International Cur- rencies Theory, Policy and Evidence, Edited by P.Mizen and E.Pentecost, Edward Elgor Publishing, pp. 60-77.

KURAL, V.; (1997), Para İkamesi Altında Enflasyonist Finans- man, Hazine Dergisi, 5, http://www.treasury.gov.tr/articles, (Erişim Tarihi: 03.01.2012).

KIVILCIM, M.Ö., US, V.; (2006), “Dolarizasyon Sürecinde Son Gelişmeler: Türkiye Ekonomisi Örneği”, TİSK Akademi, 1(2), ss.98–115.

LANEY, L., CHRIS, O., RADCLIFFE, D., WILLETT, T.D.;

(1984), Currency Substitution: Comment, Southern Economic Journal, 50(4), pp. 1196–1200.

MARQUEZ, J.; (1985), Money Demand in Open Economies:

A Currency Substitution Model for Venezuela. International Fi- nance Discussion Paper 265, http://www.federalreserve. gov/

pubs/ifdp 1985/265/ifdp265.pdf, (Erişim Tarihi: 14.04.2012).

MACKINNON, R. I.; (1996), Direct and Indirect Concepts of International Currency Substitution ,Macroeconomics of Inter- national Currencies: Theory, Policy and Evidence, P. Mizen and E.Pentecost, Brookfield.

MACKINNON, R.; (1982), “Curreny Substitution and Instabil- ity in The World Standartd”, American Economic Review 77, 5 MELVİN, M.; (1985), Currency Substitution and Western Eu- ropean Monetary Unification. Economica, 52(205), pp.79–91.

MILES, M. A.; (1981), “Currency Substitution: Some Further Results and Conclusions”, Southern Economic Journal, 48(1), pp.78–86.

MONGARDINI, J., MUELLER, J.; (1999), Ratchet Effects in Currency Substitution: An Application to the Kyrgyz Republic.

International Monetary Fund Working Paper, 102/99, http://pa- pers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=880629, (Erişim Tarihi: 13.03.2012).

MUELLER, J.; (1994), “Dollarisation in Lebanon”, IMF Work- ing Paper 129/94, http://papers.ssrn.com/sol3/ papers.cfm?

abstract_id=883886, (Erişim Tarihi: 12.03.2012).

NARAYAN, P.K.; (2005), “The Saving And Investment Nexus for China:Evidence From Cointegration Tests”, Applied Eco- nomics, 17(37), pp.1979-1990.

NICOLO,D.G., HONOHAN, P ve IZE,A.; (2003), “Dollarization of the Banking System: Good or Bad?”, IMF Çalışma Tebliği, No.03/146.

ORTIZ, G.; (1983), “Currency Substitution in Mexico: The Dol- larization Problem”, Journal of Money Credit and Banking, 15(2), pp.174–185.

OOMES, N ve OHNSORGE,F.; (2005), “Money Demand and Inflation in Dollarized Economies: The Case of Russia”, IMF Çalışma Tebliği, No: 05/144.

OSKOOEE, M., TECHARATANACHAİ, A.; (2001), “Cur- rency Substitution in Tailand”, Journal of Policy Modelling, 23, pp.141-145.

ÖNDER, T.; (2005), Para Politikası: Araçları, Amaçları ve Tür- kiye Uygulaması, Uzmanlık Yeterlilik Tez, Ankara.

ÖZKARAMETE, N.; (1996), “Türkiye'de Dolarizasyon ve Para İkamesi”, Ekonomik Yaklaşım Dergisi, 7(20), ss.99–106.

PESARAN H. M. and SHIN, Y.; (1997), “An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to Cointegration Analysis”, Department of Applied Economics, University of Cambridge, England,

PESARAN, H.M., SHIN, Y., SMİTH, R.J.; (2001), “Bounds Test- ing Approaches To The Analysis of Level Relationships”, Jour- nal of Applied Econometrics, 16(3), pp.289-326.

PESARAN, B. and PESARAN, M. H.; (2009), Time Series Econometrics Using Microfit5.0, New York: Oxford University Press Inc.

RAMİREZ-ROJAS, C. I.; (1985), “Currency Substitution in Ar- gentina, Mexico and Uruguay”, IMF Staff Papers, 35, pp. 629- 667.

RENNHACK, R ve NOZAKİ, M.;(2006), “Financial Dollarization in Latin America”, IMF Çalışma Tebliği, No: WP 06/7.

ROGERS, J.H.; (1992), “The Currency Substitution Hypothesis and Relative Money Demand in Mexico and Canada”, Journal of Money, Credit and Banking, 24(3), pp.300–318.

ROJAS-SUAREZ, L.; (1992), Currency Substitution and Infla- tion in Peru. IMF Working Paper, No: 92 /33.

SARAÇ, B.T.; (2010), “Enflasyon ve Para İkamesi İlişkisi: Tür- kiye Ekonomisi İçin Ekonometrik Bir Analiz (1994:01-2009:12)”, Ekonomi Bilimleri Dergisi, 2(1), ss.147-152.

SARI, İ.; (2007), Makroekonomik Değişkenlerin Dolarizasyon Sürecine Etkisi: Ampirik Bir Yaklaşım. Uzmanlık Yeterlilik Tezi, Ankara, http://www.tcmb.gov.tr/kutuphane/TURKCE/tezler/ ilk- ersari.pdf (Erişim Tarihi: 12.04.2012).