Anahtar Kelimeler: Deikenlik Ödünlemesi, Bi-variate GARCH (1,1), Enflasyon, Çıktı, stikrar Programları.

Transkript

1 Enflasyon-Çıktı Deikenlii Ödünlemesi: Bivariate GARCH(1,1) Bulguları Bu çalıma, DE Aratırma Sempozyumu 2003 Ankara da tebli olarak sunulmutur. Yakup Küçükkale * Özet Makroekonomik etkinliin incelenmesinde son dönemde önemli bir araç haline gelen Deikenlik Ödünlemesi, bu çalımada Türkiye örnei için yeniden incelenmitir. Ele alınan dönem 1994: :06 olup veri seti aylıktır. Kullanılan Bi-variate GARCH (1,1) modeli, deikenlik ödünlemesine ilikin ilave bulgular ortaya koymutur. Bu bulgular u ekilde özetlenebilir: (i) Deikenlerdeki deikenlik kendi geçmi dönem deikenliklerinden etkilenmemektedir. Yani, deikenlikler yapıkan deildir, (ii) Enflasyon deikenlii, nispi olarak, çıktı deikenliinden daha büyüktür, (iii) Enflasyondaki deikenlik çıktı deikenliini etkilemektedir, yani enflasyon deikenlii geçiken dir. Anahtar Kelimeler: Deikenlik Ödünlemesi, Bi-variate GARCH (1,1), Enflasyon, Çıktı, stikrar Programları. 1. Giri Para politikasını deerlendirmedeki en önemli araçlardan biri, enflasyon-çıktı ya da enflasyon-isizlik arasındaki seviye ödünlemesini gösteren Phillips Erisinin incelenmesidir. Taylor (1993, 1994), bu deerlendirmelerin, seviye ödünlemeleri üzerine kurulu olmasından çok, çıktı ve enflasyon deikenlikleri arasındaki ödünlemeye dayalı olması gerektiini ifade etmitir. Taylor un dayanak noktası, enflasyon ya da çıktı için yapılan düzey hedeflemesinin, söz konusu bu deikenlerin deikenliklerini de etkileyecek olması temel prensibine dayanmaktadır. Nitekim, herhangi bir talep oku durumunda, merkez bankasının enflasyonu sabit tutma çabası, çıktıda eskisine oranla daha büyük bir dalgalanmanın olmasına yol açacaktır. Bu da, enflasyonu istikrara kavuturmak için çıktı istikrarından Ödün verilmesi gerektii anlamına gelmektedir. Deikenlik Ödünlemesi (Variability Trade-off) eklinde adlandırılabilecek olan bu yaklaım, Fuhrer (1997) tarafından da, para politikalarının deerlendirilmesinde önemli bir araç olarak tercih edilmi ve kullanılmıtır. Ne var ki, bu konudaki literatür oldukça yeni ve çeitlilikten yoksundur [Lown ve Rich (1997), McDonough (1997), Mishkin ve Posen (1997), Cecchetti (1998), Siklos (1999), Dittmar, Gavin ve Kydland (1999a, 1999b), Dittmar ve Gavin (2000), vd.]. Bu yoksunluun belki de en önemli nedeni, seviye ödünlemesinin dorudan gözlemlenmesine karın, dalgalanma davranılarının dorudan gözlemlenememesidir. Deikenlik Ödünlemesi yaklaımı, ülkemiz literatürü için de oldukça yenidir [Altınkemer (1996), Yamak ve Küçükkale (1999, 2000), Küçükkale ve Zengin (2000), Küçükkale ve Bayraklı (2001), Kunter ve Janssen (2002), Küçükkale (2003) vd.]. Bu çalımada, oluturulan çok deikenli bir GARCH modeli çerçevesinde, enflasyon ve çıktıya ilikin koullu varyanslar tahmin edilmi, tahmin edilen koullu varyanslar temelindeki stokastik dalgalanmalar modellenmeye çalıılmıtır. 1994: :06 dönemi Türkiye aylık veri seti için oluturulan iki deikenli GARCH modeli, çıktı-enflasyon deikenlii ödünlemesinin geçerliliini incelemek için alt periyot parametre tahminlerinde kullanılmıtır. Alt periyotlar için elde edilen parametrelerin karılatırılması, konuyla ilgili bir izlenim edinilmesini kolaylatırmıtır. * Doç. Dr., Karadeniz Teknik Üniversitesi, Giresun BF, ktisat Bölümü.

2 2. Ampirik Yöntem ve Sonuçlar Bu çalımada ödünleme ilikisi, iki deikenli GARCH modeli ııında aratırılmıtır 1. Ele alınan dönem 1994: :06 dır. Fuhrer (1997) ve Taylor (1994) un da önerdii gibi, çıktı deikenlii Sanayi Üretim Endeksinin (SUE) potansiyel SUE den yüzde sapması olarak ölçülmütür. Enflasyon deikenliinin hesabında TÜFE deki aylık yüzde deiimler dikkate alınmıtır. Bu tür çalımalarda TÜFE yerine, TEFE ya da GSMH deflatörünün de kullanılabilecei aikardır. Ancak, Cecchetti (1997) ve Motley (1997) in de önerdii üzere, TÜFE de meydana gelen gelimeler, enflasyon trendini daha iyi temsil etmektedir 2. Tahmin modeli, Bollerslev ve Wooldridge (1992) tarafından gelitirilen GARCH (1,1) modelidir. Bu tanımlama, daha yüksek dereceden ARCH etkilerinin varlıını sorgulamak için, Engle (1983) tarafından gelitirilen Lagrange çarpan testi ile desteklenmitir. Model u ekilde özetlenebilir, y t [y 1t y 2t ] enflasyon ve çıktı deikenliklerini içeren 2 1 lik bir vektör, ve t [ 1t 2t ] bu deikenliklere ilikin yine 2 1 lik hata terimleri vektörüdür. Hata terimleri vektörü aaıdaki (1) nolu denklem kullanılarak, bu deikenlerin ortalamadan arındırılmı deerlerini içermektedir. y t = µ + t, t ~ N(0, H t ) (1) burada µ sabit terimleri içeren 2 1 lik bir vektör, ve H t 2 2 lik t anında ölçülmü zamana göre deien artlı varyans-kovaryans terimlerini içeren bir matrisdir. H t nin stokastik yapısı (2) nolu denklemde görüldüü gibi tanımlanabilir: ' H ' γ + α ' α β H β, (2) t = γ t 1 t 1 + ' t 1 burada γ, üç sabit terimle birlikte 2 2 lik alt üçgen matrisi, α ve β 2 2 lik parametre matrisini temsil etmektedir. ki deikenli GARCH (1,1) modeli için tahmin edilmesi gereken 11 parametre bulunmaktadır. Bu parametrelerin tahmininde Bollerslev ve Wooldridge (1992) de önerilen maksimum olabilirlik yöntemi tercih edilmitir. GARCH (1,1) modelinin tahmin sonuçları Tablo-1 de gösterilmitir. A sütununda özetlenen çözüm sonuçları, ele alınan dönemin tamamını kapsayan çözüm sonuçlarıdır. γ matrisindeki parametreler; ortalamadan arındırılmı çıktının artlı varyansını (γ 11 ), ortalamadan arındırılmı enflasyonun artlı varyansını (γ 22 ) ve her iki deikenin artlı kovaryansını (γ 21 ) temsil etmektedir. Çıktının artlı varyansı istatistiksel olarak sıfıra eit (yani anlamsız) olduundan, tüm periyot çözüm sonuçları için, enflasyonun artlı varyansının çıktının artlı varyansından yüksek olduunu söylemek mümkündür. Yani, ele alınan dönem içinde, enflasyon deikenlii çıktı deikenliinden daha fazladır. α parametreleri, çıktı ve enflasyonun artlı varyanslarının, geçmi dönem hata terimlerinin kareleriyle olan ilikilerini ortaya koymaktadır. Burada özellikle üzerinde durulması gereken parametreler, matrisin köegeni dıında kalan parametrelerdir. Çünkü bu parametreler, bir deikenin deikenliinden kaynaklanan hata terimleri karelerinin, dier deikeni ne ekilde etkilediini göstermektedir. Örnein α 12, enflasyonun gecikmeli hata 1 Enflasyon serisi, aylık TÜFE endeksi kullanılarak tarafımızdan hesaplanmıtır. Çıktı deikenlii ise, aylık Sanayi Üretim Endeksinin (SUE) Hodrick-Prescott filtresi ile elde edilen Potansiyel SUE den yüzde sapması olarak yine tarafımızdan hesaplanmıtır. Bütün veriler TC Merkez Bankası Elektronik Veri Daıtım Sistemi nden derlenmitir. 2 TÜFE dikkate alınarak tarafımızdan yapılmı olan çalımanın sonuçları, alternatif ölçüm deikenleri ile yapılan dier ölçümlerle ödünleme deikenliinin eimi konusunda pek de farklı sonuçlar vermemitir.

3 terimleri karesinin çıktıyı negatif yönde etkilediini ortaya koymaktadır. Benzer ekilde α 21 de çıktının geçmi dönem hata terimlerinin enflasyonla negatif ilikili olduunu göstermektedir. Ancak her iki parametre de anlamsız bulunduundan dolayı bu konuda bir yorum yapmak olanaksızdır. Tablo 1: GARCH(1,1) Çözüm Sonuçları A B C 1994: : : : : :06 Regresyon: H t ' γ ' γ + α ' t 1 t 1 α + β ' H 1β = t Sabit Matrisi (γ) γ ( ) ( ) * ( ) γ ( ) ( ) ( ) γ *** ( ) * ( ) ** ( ) Deikenlik Geçikenlii (α) α *** ( ) * ( ) *** ( ) α ( ) ( ) ** ( ) α ( ) ( ) ( ) α ( ) * ( ) ** ( ) Deikenlik Ödünlemesi (β) β ( ) ( ) ( ) β ** ( ) ( ) ( ) Wald Testi Enflasyon Çıktı H 0 : α 12 = β 12 = *** Wald Testi Çıktı Enflasyon H 0 : α 21 = β 21 = ** Deikenlik Süreklilii β ( ) * ( ) ( ) β ( ) ( ) ( ) Olabilirlik fonk Not: 1t çıktının ve 1t enflasyonun ortalamalardan sapma serileridir. γ ij, α ij ve β ij (i, j = 1, 2) sırasıyla γ, α ve β matrisinin elemanlarını göstermektedir. Parametre tahminlerinin yanında parantez içindeki rakamlar, ilgili tahminin t-istatistiini vermektedir. Wald Test statistii χ 2 (2) daılımına uygunluk göstermektedir. *, ** ve *** ilgili parametrenin istatistiksel olarak sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyinde anlamlı olduuna iaret etmektedir. β matrisinin elemanları, t anına ilikin artlı varyansların geçmi dönem artlı varyanslarla olan ilikisini parametrik olarak ortaya koymaktadır. Bu matrisin köegen elemanları (β 11 ve β 22 ) sırasıyla, çıktı ve enflasyonun artlı varyanslarının kendi geçmi dönem artlı varyanslarından etkilenme derecesi ve yönünü göstermektedir. Bu anlamda, söz konusu bu parametrelere, ilgili deikenlerin deikenliklerindeki yapıkanlık benzetmesi yapılabilir. Ele alınan döneme ilikin tüm periyot çözüm sonuçlarına bakıldıında, her iki deikenin de deikenliklerinde yapıkanlıın bulunmadıı söylenebilir. Nitekim her iki parametre de anlamsız bulunmutur. β matrisinin köegen dıında kalan elemanları ise, bir deikenin artlı varyansının dier deikenin artlı varyansını ne oranda ve ne yönde etkilediini ortaya koyar. Yani, aslında, çalımanın asıl konusunu oluturan ödünlemeyi bu parametreler yakalamaktadır. Bu balamda, tüm periyot çözüm sonuçları için, tek yönlü bir etkileimin olduu, ya da daha açık bir ifadeyle, enflasyon deikenliinin çıktı deikenlii ile negatif yönde bir etkileim içinde olduunu söylemek olasıdır. likinin negatif bulunmu olması, beklentilere uygun olarak, enflasyon deikenlii azaldıkça çıktı deikenliinin de

4 artacaını ortaya koymaktadır. Ancak, ödünlemenin dier ayaına ilikin, yani çıktı deikenliindeki bir deiimin enflasyon deikenliini etkilediine dair bir bulgu elde edilememitir. Çıktı ve enflasyon deikenliklerinin birbirlerini hiçbir ekilde (ne geçmi dönem hata terimleri ne de geçmi dönem artlı varyansları ile) etkilemedikleri eklinde oluturulan H 0 kötümser hipotezi Wald Testi ile test edilmitir. Tüm periyot çözüm sonuçları için elde edilen test deerleri, parametrik bulguların tersine, çıktı deikenliinin enflasyon deikenlii üzerinde anlamlı bir etkisinin olduunu ortaya koymaktadır. Bu durumda, çıktı deikenliinin parametrik olarak ortaya konulamasa da, aslında enflasyon deikenliini etkilediini ve dolayısıyla her iki deikenlik arasında karılıklı bir ödünlemenin olduunu söylemek olasıdır. Para politikalarında farklı yaklaımların takip edildii iki alt periyot için yapılan çözüm sonuçları da yine Tablo 1 de, B ve C sütunlarında rapor edilmitir. Burada, periyot seçiminde dikkate alınan kriter, Kasım 2000 ve ubat 2001 krizlerini ayrı bir alt periyotta inceleme eklinde oluturulmutur. Nitekim, söz konusu krizlerin öncesinde sabit kur politikası uygulayan TC Merkez Bankası, bu krizlerin ardından serbest dalgalanan kur rejimine geçi yapmıtır. Bu geçiin iki deiken arasındaki ödünlemeyi ne ekilde etkiledii böylece yakalanmak istenmitir. Birinci alt periyot için elde edilen çözüm sonuçları, bu dönemde herhangi bir karılıklı ödünlemenin söz konusu olmadıını ortaya koyarken, ikinci alt periyot için elde edilen sonuçlar, enflasyondan çıktıya negatif bir etkileimin varlıına iaret etmektedir. Wald Test çözüm sonuçları da aynı yönde bulguları desteklemektedir. 3. Sonuçlar Makroekonomik politikaların etkinliinin test edilmesinde sıkça kullanılan araçlardan biri de, hiç üphesiz, standart Phillips Erisi dir. Ancak, standart Phillips erisi ile yapılan incelemeler, çıktı (ya da isizlik) ile enflasyon arasındaki ödünlemeyi seviye düzeyinde ele almakta, bu da istikrar programlarının doasına ters dümektedir. Oysa, stikrar kelimesi, herhangi bir deikenin deikenliinin azaltılması anlamında kullanılmaktadır. Bu durumda, bu aracın, enflasyon ya da çıktının deikenliinin azaltılmasının, yani istikrara kavuturulmasının etkilerini ölçmede yetersiz kaldıını düünmek kaçınılmaz olmaktadır. Taylor (1993, 1994) ve Fuhrer (1997), bu aksaklıın giderilmesi için yeni bir ödünleme türü üzerinde younlamı ve gelitirilen yöntemler, ekonomi literatüründe yeni olmakla birlikte, oldukça büyük bir ilgiyle karılanmıtır. Bu çalımada, söz konusu ödünleme yaklaımı, Türkiye örnei için, farklı bir enstrümanla yeniden ele alınmıtır. Elde edilen bulgular, Türkiye örnei için deikenlik ödünlemesinin çift yönlü olduunu, ancak bu çift yönlü ödünlemenin sadece enflasyondan çıktıya yönseyen kısmının parametrik olarak ortaya konulabildiini göstermektedir. Çıktıdan enflasyona yönseyen ödünleme, her ne kadar grup parametre anlamlılık sınaması ile dorulanmı olsa da, bireysel parametre anlamlılık sınamaları ile ortaya konulamamıtır. Bu durumun olası bir nedeni, çıktı-enflasyon varyans ödünlemesinin artlı olmaması olabilir. Ancak, enflasyon-çıktı varyans ödünlemesinin artlı bir kalıba dahil edilebilecei, çözüm sonuçları ile ortaya konulmutur. ki deiken arasındaki deikenlik ödünlemesine ilikin, belki de en çarpıcı sonuç, Kasım 2000 ve ubat 2001 krizleri sonrasında, söz konusu ödünlemenin daha da belirgin bir ekilde ortaya çıkmı oluudur. Analiz yöntemi olarak kullanılan iki deikenli GARCH (1,1) modeli, söz konusu iki deiken arasındaki deikenlik ödünlemesinin yanı sıra, bu deikenlerin deikenliklerine ilikin ilave bulgular da sunmaktadır. Bu bulgular u ekilde özetlenebilir: (i) Deikenlerdeki

5 deikenlik kendi geçmi dönem deikenliklerinden etkilenmemektedir. Yani, deikenlikler yapıkan deildir, (ii) Enflasyon deikenlii, nispi olarak, çıktı deikenliinden daha büyüktür, (iii) Enflasyondaki deikenlik çıktı deikenliini etkilemektedir, yani enflasyon deikenlii geçiken dir. Kaynaklar Altınkemer, M., (1996), Problems with Stabilization Programs and an Outline for a Turkish Stabilization, The Central Bank of the Republic of Turkey, Discussion Paper No: Bollerslev, T. and J. Wooldridge, (1992), Quasi Maximum Likelihood Estimation of Dynamic Models with Time Varying Covariance, Econometric Review, 11, pp: Cecchetti, S. G., (1997), Measuring Short-run Inflation for Central Bankers, Review, FRB of St. Louis, 79, pp: , (1998), Policy Rules And Targets: Framing The Central Bank s Problem, FRB of New York Economic Policy Review, Vol. 4, Iss. 2, pp: Dittmar R., Gavin W. T. And Kydland F. E., (1999), The Inflation-Output Variability Tradeoff And Price-Level Targets, FRB of St. Louis Review, Vol. 81, Iss. 1, pp: , (1999), Price Level Uncertainity and Inflation Targeting, FRB of St. Louis Review, Vol. 81, Iss. 4, pp: Dittmar R., ve Gavin W. T. (2000), What Do New Keynesian Phillips Curves Imply for Price Level Targeting, FRB of St. Louis Review, Vol. 82, Iss. 2, pp: Engle, R. F., (1983), Estimates of the Variance of U.S. Inflation Based upon the ARCH Model, Journal of Money, Credit and Banking, 15, pp: Engle, R. F. and K. F. Kroner, (1995), Multivariate Simultaneous Generalized ARCH, Econometric Theory, 11, pp: Fuhrer, J. C., (1997), Inflation/Output Variance Trade-offs and Optimal Monetary policy, Journal of Money, Credit and Banking, 29, pp: Kunter K., ve Janssen N., Credibility of Monetary Regimes: Is Inflation Targeting Different, The Central Bank of the Republic of Turkey Discussion Paper No: 2002/1. Küçükkale Y., (2003), stikrar Politikalarının Sürdürülebilirlii Üzerine Bir Not: Tepkilerdeki Deiim stikrar Programlarının Sürdürülebilirliini Etkiler mi?, Bildiri, VI. Ulusal Ekonometri ve statistik Sempozyumu, Mayıs 2003, Gazi Üniversitesi, Ankara. Küçükkale Y., ve Zengin A., Output-Inflation Variability Tradeoff and Stabilization Policies, Proceding Paper, First International Joint Symposium on Bussiness Administration, 1-3 Temmuz 2000, Gökçeada, Çanakkale. Küçükkale Y., ve Bayraklı A., Belirsizlik Durumunda Çıktı-Enflasyon Deikenlii Ödünlemesi ve stikrar Politikaları, Bildiri, statistik Aratırma Sempozyumu 2000, Kasım 2000, Ankara, ss: Lown C. S. And Rich R. W., (1997), Is There An Inflation Puzzle?, FRB of New York Economic Policy Review, Vol. 3, Iss. 4, pp: McDonough W. J., (1997), A Framework For The Pursuit Of Price Stability, FRB of New York Economic Policy Review, Vol. 3, Iss. 3, pp: 1-8. Mishkin F. S. And Posen A. S., (1997), Inflation Targeting: Lessons From Four Countries, FRB of New York Economic Policy Review, Vol. 3, Iss. 3, pp:

6 Motley, B., (1997), Should Monetary Policy Focus on core Inflation, Economic Letter, FRB of San Francisco, No: Siklos P. L., (1999), Inflation-Target Design: Changing Inflation Performance And Persistence In Industrial Countries, FRB of St. Louis Review, Vol. 81, Iss. 2, pp: Taylor, J. B., (1993), Discretion versus Policy Rules in Practice, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 39, pp: , (1994), The Inflation/Output Variability Trade-off Revisited, In: Goals, Guidelines and Constraints Facing Policymakers, FRB of Boston Conference Series, 38, pp: Yamak R. And Küçükkale Y., (1999), Çıktı-Enflasyon Deikenlii Ödünlemesi ve Hedef Belirleme, Bildiri, DE Aratırma Sempozyumu 2000, Kasım 2000, Ankara., Rasyonel Beklentiler Doal Oran Hipotezi: Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları , Bildiri, IV. Ulusal Ekonometri ve statistik Sempozyumu, Mayıs 1999, Belek, Antalya.