TÜRKĐYE DE ĐÇ BORÇLARIN ĐKTĐSADĐ ETKĐLERĐNĐN VAR TEKNĐĞĐYLE ANALĐZĐ * Analysis of Economic Effects of Domestic Debt in Turkey using VAR Technique

Transkript

1 TÜRKĐYE DE ĐÇ BORÇLARIN ĐKTĐSADĐ ETKĐLERĐNĐN VAR TEKNĐĞĐYLE ANALĐZĐ * Analysis of Economic Effects of Domestic Debt in Turkey using VAR Technique Bu makalede 1 Dr. Ferhat Başkan ÖZGEN ** Dr. Bülent GÜLOĞLU *** Özet 1988: :4 döneminde iç borçlarla diğer belli başlı makroekonomik değişkenler arasındaki nedensellik ilişkileri test edilmiş, ilişkilerin yönü ve büyüklüğü, VAR tekniğiyle belirlenmeye çalışılmıştır. VAR tekniğinden elde edilen etki-tepki fonksiyonları, Monte Carlo simülasyonu kullanılarak iyileştirilmiştir. Çalışma sonuçları, iç borçlar üzerinde en önemli değişkenin merkez bankası parası olduğunu göstermektedir. Faiz oranı, döviz kuru, faiz dışı bütçe harcamaları da iç borçlar üzerinde etkili olmakla birlikte, bunların etkileri oldukça düşüktür. Sonuçlar, iç borçlardaki bir şokun, merkez bankası parası üzerinde ters yönlü, güçlü etkiye sahip olduğuna işaret etmektedir. Bu durumda kamu borcunun parasallaştırılmadığı, iç borçlanma yoluyla finansmanın, para basma yoluyla finansmana ikame ediliyor olduğu düşünülebilir. Sonuç olarak, iç borçlardaki artışın, eninde sonunda parasallaştırılarak, enflasyon oranında artışa yol açabileceği yönündeki hoş olmayan monetarist aritmetik hipotezi, inceleme dönemi için doğrulanamamıştır. Abstract In this article, causalities between domestic debt and main macroeconomic variables are tested for 1988: :4 period and, the direction and size of these relationships are determined by using econometric VAR technique. The impulseresponse functions from VAR are improved by Monte Carlo simulations. The results of the article indicate that the central bank money is the variable which has the most significant impact on the domestic debt. Although the interest rate, foreign exchange level and non-interest budget expenditures influence also the domestic debt, their influences are relatively small. The results show also that a shock to the domestic debt has negative and significant impact on central bank money. In this case one could not argue that the domestic debt is monetarised. Thus the unpleasant monetarist arithmetic hypothesis which suggests that the domestic debt is monetarised is not supported by the results. * Bu çalışma, Adnan Menderes Üniversitesi tarafından, ĐĐBF nolu proje kapsamında, Bilimsel Araştırma Projeleri Yönergesi çerçevesinde desteklenmiştir. Bu çalışma, ODTÜ Gelişme Dergisi, Haziran 2004, Sayı 31, ss de yayınlanmıştır. ** Adnan Menderes Üniversitesi Nazilli Đktisadi ve Đdari Bilimler Fakültesi Maliye Bölümü *** Adnan Menderes Üniversitesi Nazilli Đktisadi ve Đdari Bilimler Fakültesi Đktisat Bölümü 1

2 GĐRĐŞ Türkiye üzerine yapılan bazı ampirik çalışmalarda, kamu kesimi borçlanma gereğindeki artış, enflasyonun en önemli nedeni olarak ilan edilir. Bu çalışmalarda genellikle oransal (rasyo) analiz yöntemi ya da iki değişkenli Granger nedensellik testleri kullanılmaktadır. Çalışmalardan çıkan genel sonuç, iç borçlardan, faiz oranlarına ve para arzına doğru pozitif nedensellik ilişkilerinin olduğu yönündedir. Bu tür analizler yapılırken, seçilen değişkenlerin ve kullanılan yöntemin, doğru sonuçlar alma açısından çok büyük bir önemi vardır. Ekonometrik çalışmalarda görülen en önemli eksikliklerden birisi, seçilen değişkenlere ve kullanılan tekniğe bağlı olarak, bir sistem bütünlüğü yaklaşımının çoğu zaman göz ardı ediliyor olması; sürekli, bütünün bir alt parçasının incelenmek zorunda kalınmasıdır. Kısmi analiz sonrasında değişkenler arasında bulunan ilişkiler, genel sistem bütünlüğünde ortaya çıkan ilişkilerden farklı olabilmektedir 2. Đktisadi değişkenler arasındaki ilişkilerin analizinde, bir sistem bütünlüğü yaklaşımının yakalanması, kurulan modele, kullanılan değişkenlere, içsel ve dışsal değişken ayrımının doğru yapılıp yapılmadığına bağlı, son derece zor bir konudur. Ekonometri, bu alanda son yıllarda vektör otoregresif (VAR) tekniğiyle, çok önemli bir aşama kaydetmiştir. VAR tekniği, ekonometrik modelin kurulması sırasında, modeli kısıtlayan çeşitli varsayımların mutlaka kullanılmasını gerektirmez. Dolayısıyla model, mümkün olduğunca iktisat teorisinden bağımsız olarak 1 Yazarlar değerli öneri ve katkılarından dolayı ODTÜ gelişme dergisinin iki anonim hakemine teşekkürlerini sunar. 2 Ekonometride nedensellik araştırmalarındaki bu sorun hakkında daha fazla açıklama için Bkz: (Sims, 1972: ) ve (Lutkepohl, 1982: ). 2

3 oluşturulabilir 3. Bu şekilde, ekonometrik modelin daha doğru tanımlanması, nedensellik testlerinin güvenilirliğini artırır ve değişken seçiminden kaynaklanan sorunların dışındaki sorunlar, büyük ölçüde azaltılmış olur. Türkiye de kamu borçlanması konusunda, çeşitli ampirik analiz metotları kullanılarak bazı çalışmalar yapılmıştır. Abaan (1993) hoş olmayan monetarist aritmetik yaklaşımının üç hipotezinin, Türkiye de göz ardı edilemeyeceğine dikkat çekmiştir. Ülengin (1995), kısıtlanmamış VAR analizi kullanarak, bütçe açığı, parasal büyüme, enflasyon, döviz kuru ve üretim arasındaki nedensellik ilişkilerini test etmiştir. Bilgili (1997), iç borçlanmanın vergiden farklı iktisadi etkilere yol açmayacağını öne süren Ricardo denklik hipotezinin, Türkiye için doğru olmadığını bulmuştur. Saraçoğlu (1997), kamu harcamaları, vergi gelirleri, döviz kuru, milli gelir ve enflasyon arasındaki ilişkileri incelemiş, enflasyonun para arzı ve vergi gelirlerinden etkilendiği sonucuna ulaşmıştır. Özgün (2000), bütçe açıklarıyla enflasyon arasındaki ilişkiyi, Anand-Wijnbergen modeli ve VAR analizi ile test etmiş, bütçe açıklarının sürdürülebilir olmadığı sonucuna ek olarak, iç borçlanmanın olumsuz makroekonomik etkilerine dikkat çekmiştir. Derdiyok (2001), Türkiye de borçlanma politikalarını 1980 sonrası için, oransal analiz yöntemiyle değerlendirmiş, kamu borçlanmasının aşırı olduğundan hareketle, olumsuz makroekonomik etkilere yol açabileceği sonucuna ulaşmıştır. Kibritçioğlu (2001), Türkiye de enflasyonun nedenleri konusunda, çok geniş bir literatür özeti sunmuştur. Kibritçioğlu, bütçe açıkları, mali dengesizlik ve iç borçların aşırı artışının, enflasyonun temel nedenlerinden birisi olduğu sonucuna ulaşan çalışmalara dikkat çekerken, aynı 3 Model kurma aşamasında fazlaca önsel bilgiden yararlanılmasının sakıncaları hakkında, daha teknik bilgi için Bkz: (Sims, 1980: 1-47). 3

4 zamanda Türkiye de ve her yerde enflasyonun sadece makroekonomik bir olay değil, kurumsal bir olgu olduğunu da vurgulamıştır. Bütün bu çalışmalardan, Türkiye de iç borçların iktisadi etkileri konusunda önemli sonuçlar elde edilebilir. Fakat bu makalede, diğerlerinden farklı olarak, VAR tekniği ve bu teknikteki son gelişmelerde dikkate alınarak, iç borçlarla diğer belli başlı makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkiler, iç borçların iktisadi etkileri açısından incelenmektedir. 1988: :04 döneminde iç borçlarla diğer belli başlı makroekonomik değişkenler arasındaki nedensellik ilişkileri test edilmekte, ilişkilerin yönü ve büyüklüğü ekonometrik olarak belirlenmeye çalışılmaktadır. Çalışmanın birinci bölümünde, VAR tekniği hakkında kısa bilgiler verilmekte, ikinci bölümde, kullanılan değişkenler tanıtılmaktadır. Üçüncü bölümde VAR analizi sonuçları incelenmekte ve dördüncü bölümde elde edilen sonuçlar tartışılmaktadır. I- Vektör Otoregressif Model (VAR) VAR modeli zaman serisi modelleri içinde, son dönemde en fazla kullanılanıdır. Sims (1980), Dijk ve Franses (2000), Johansen (2000), Kilian ve Chang (2000), Lutkepohl (2000), VAR modellemesi ve analizi konusunda son dönemdeki literatüre örnek gösterilebilir. VAR modeli, seçilen bütün değişkenleri birlikte ele alır ve bir sistem bütünlüğü içinde inceler. Kesin bir biçimde içsel ve dışsal değişken ayrımı söz konusu değildir. Ekonometrik modelin şekillendirilmesi aşamasında, belirli ve modelin oluşumuna etki eden katı bir iktisadi teorinin varlığı kabul edilmez. Đktisadi teorinin öne sürdüğü kısıtlamaların, varsayımların, model tanımını bozmasına izin 4

5 verilmez. Değişkenler arası ilişkiler hakkında bir ön kısıt konulmaz. Böylelikle ekonometristlerin model kurma aşamasında yapmak zorunda oldukları ön varsayımların, olumsuz etkileri büyük ölçüde ortadan kalkmaktadır. Đktisat teorisinin öne sürdüğü çeşitli hipotezlerin istatistik ve ekonometrik testleri, daha sonra sayısal iktisadi veriler kullanılarak yapılır. VAR modelleri öncelikle makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkilerin incelenmesinde ve rassal şokların değişkenler sistemine olan dinamik etkisinin analizinde kullanılır. Hatta birçok iktisatçıya göre kısıtsız VAR, öngörü için klasik yapısal modellemeden daha iyi sonuç verir (Greene, 1993: 553). Đçsel değişkenlerin, modele ait denklemlerin hem sağ, hem de sol tarafında yer alması, incelenen ilişkinin tahminini ve oradan bir sonuç çıkarılmasını zorlaştırdığından, değişkenler arası ilişkileri yapısal olmayan tekniklerle belirlemek, bazen daha iyi sonuç vermektedir. Đki değişkenli VAR modeli, standard şekilde şöyle ifade edilebilir: P y t = a 1 + i= 1 P x t = c 1 + i= 1 P b 1i y t-i + i= 1 P d 1i y t-i + i= 1 b 2i Xt-i + ν 1t d 2i Xt-i +ν 2t (1.1) Yukarıdaki modelde ρ gecikmelerin uzunluğunu, ν ortalaması sıfır, kendi gecikmeli değerleriyle olan kovaryansları sıfır ve varyansları sabit, normal dağılıma sahip, rassal hata terimlerini göstermektedir. VAR modelinde hataların kendi gecikmeli değerleriyle ilişkisiz olması varsayımı, modele herhangi bir kısıt getirmez. Çünkü değişkenlerin gecikme uzunluğunun artırılmasıyla otokorelasyon sorununun üstesinden gelinilir. 5

6 Hatalar zamanın belli bir noktasında birbiriyle ilişkiliyse, yani aralarındaki korelasyon sıfırdan farklı ise, hatalardan birindeki değişim, zamanın belli bir noktasında diğerini etkileyecektir. Ayrıca hata terimleri modelin sağındaki tüm değişkenlerle ilişkisizdir. Modelin sağ tarafında, sadece içsel değişkenlerin gecikmeli değerleri yer aldığı için, eşanlılık problemiyle karşılaşılmaz. Bu durumda, modeldeki her bir denklem klasik en küçük kareler yöntemiyle tahmin edilebilir. VAR modelinde optimal gecikme uzunlukları, Akaike, Schwartz, Hannan-Quinn vb. kriterlerle saptanabilir. VAR modelleri, kısıtlanmış ve kısıtlanmamış VAR modelleri olarak iki türlü uygulanabilir 4 ve VAR analizinden üç yolla sonuç alınabilir. Granger nedenselliğini gösteren F testleri, değişkenler arasındaki etkileşimi gösteren varyans ayrıştırması ve etki-tepki fonksiyonları, VAR da sonuç almada kullanılan yollardır. A- VAR da Granger Nedenselliği 1969 yılında Granger, nedensellik ve dışsallık kavramlarını ortaya atmıştır (Granger, 1969: ). Buna göre eğer x değişkenine ait bilgilerin modele eklenmesi, y değişkeninin öngörüsüne katkı sağlıyorsa, x değişkeni y nin nedenidir. Yukarıda sunulan model için Granger nedensellik testi sınaması şu şekilde gerçekleştirilir : Aşağıdaki H 1 hipotezinin kabulü halinde x, y nin nedeni değildir H 1 : b 21= b 22 =..b 2ρ = 0 (1.2) H 2 hipotezinin kabulü halinde y, x in nedeni değildir. H 2 : d 11= d 12 =..d 1ρ = 0 (1.3) 4 Bu çalışmada kısıtlanmamış VAR tercih edilmiştir. 6

7 Eğer H 1 ve H 2 hipotezlerinin her ikisi de reddedilirse, x ve y arasında iki taraflı nedensellik olduğu anlaşılır. Bu durumda geri besleme etkisinden bahsedilebilir. Yukarıdaki hipotez testleri, Wald testiyle sınanabilir: F = ( HKTS HKT ) HKT /( n k ) / r (1.4) Burada HKTS kısıtlanmış modelin hata kareler toplamını, HKT kısıtlanmamış modelin hata kareler toplamını, r kısıt sayısını, n gözlem sayısını ve k modeldeki parametre sayısını göstermektedir. Eğer hesaplanan F değeri, F tablo değerinden büyükse, H 1 ve H 2 hipotezi reddedilir. B- Etki-Tepki Fonksiyonları Etki-tepki fonksiyonları, rassal hata terimlerinden birindeki bir standart sapmalık şokun, içsel değişkenlerin şimdiki ve gelecekteki değerlerine olan etkisini yansıtır. VAR analizinde, incelenen değişkenler arasındaki dinamik etkileşimi belirlemede, simetrik ilişkileri 5 tespit etmede, etki-tepki fonksiyonlarının büyük payı vardır. Bir makroekonomik büyüklüğün üzerinde en etkili değişkenin hangisi olduğu varyans ayrıştırması ile; etkili bulunan bu değişkenin politika aracı olarak kullanılabilir olup olmadığı ise, etki-tepki fonksiyonları ile belirlenir. Standard VAR modelinden etki-tepki katsayılarını elde etmede en çok kullanılan yöntemlerden birisi, hataların Cholesky ayrıştırması kullanılarak dikeyleştirilmesi (orthogonalize edilir) ve elde edilen varyans-kovaryans matrisinin 5 Örneğin x, y'yi etkiliyorsa ve aynı zamanda y'de x' i etkiliyorsa, iki değişken arasında simetrik ilişki vardır denir. 7

8 diagonal hale getirilmesidir. 6 Bu yüzden değişkenlerin sırasının değiştirilmesi, etkitepki fonksiyonlarında çok büyük değişmelere yol açabileceğinden, bu noktaya dikkat edilmelidir. Ayrıca etki-tepkiler, VAR modelinin katsayılarının doğrusal olmayan bir fonksiyonu olmalarından dolayı, bunların gerçek değerleri hesaplanamaz. Ancak etki-tepki fonksiyonlarının gerçek değerleri belirli bir olasılıkla güven aralıklarının içinde yer alırlar. Bundan dolayı etki-tepki fonksiyonlarının katsayılarının güven aralıklarının hesaplanmasında kullanılan analitik yöntemler, son zamanlarda eleştiri konusu olmuştur (Kilian ve Chang, 2000). Bu konuda Monte Carlo ve bootstrap yöntemleri sıkça kullanılmaya başlanmıştır. Bu çalışmada etki-tepki fonksiyonlarının standart hatalarının hesaplanmasında Monte Carlo tekniği kullanılmaktadır. Bu tekniğe göre, Hamilton (1994) tarafından hesaplanan VAR katsayılarının asimptotik dağılımından, rassal bir örneklem seçilir. Simülasyonla elde edilmiş bu katsayılardan yararlanarak, etki-tepki katsayıları elde edilir. Bu süreç, belirli bir sayıda tekrarlanarak 7, etki-tepki katsayılarının örneklem dağılımı bulunur. Bu dağılımdan faydalanarak standart sapmalar elde edilir. Bu şekilde elde edilen standart sapmalar, etki-tepki fonksiyonlarının standart hatalarını verecektir. C- Varyans Ayrıştırması Varyans ayrıştırması, içsel değişkenlerden birisindeki değişimi, tüm içsel değişkenleri etkileyen ayrı ayrı şoklar olarak ayırır. Bu anlamda varyans ayrıştırması, sistemin dinamik yapısı hakkında bilgi verir. Varyans ayrıştırmasının amacı, her bir 6 Teknik bilgi için Bkz. (Hamilton, 1994: 323). 8

9 rassal şokun, gelecek dönemler için öngörünün hata varyansına olan etkisini ortaya çıkarmaktır. Öngörünün hata varyansı, h uzunluktaki bir dönem için, her bir değişkenin hata varyansına katkısı olarak ifade edilebilir. Daha sonra bu şekilde elde edilen her bir varyans, toplam varyansa oranlanarak, yüzde olarak nispî ağırlığı bulunur. Varyans ayrıştırmasından elden edilen sonuçların yorumlanması da önemlidir. Yukarıdaki gibi bir model düşünürsek ν 1t deki bir şok, tahmin dönemi uzunluğu ne olursa olsun x in öngörü hata varyansını etkilemiyorsa, x dışsal kabul edilebilir. Çünkü x, y den bağımsız olarak hareket etmektedir. Aksine, ν 1t deki bir şok tamamen (ya da önemli ölçüde) x in öngörü hata varyansını etkiliyorsa, x içsel bir değişken kabul edilir. Varyans ayrıştırmasında da değişkenlerin sırası sonuçlara etki etmektedir. II- Veri Seti Yukarıdaki teorik çerçeveye uyumlu şekilde yapılan bu çalışmada, 1988: :04 dönemini kapsayan aylık, mevsimsel etkilerden arındırılmamış seriler kullanılmıştır. Bütün seriler, yüzdesel artış olarak hesaplanmıştır 8. Verilerin analizinde Eviews 4 programından yararlanılmıştır. Çalışmada, (kısıtlanmamış) VAR analizi için kullanılan değişkenler şunlardır: Đç borç stoğu (ĐÇBRÇ), enflasyon oranı (ENF), mevduat faiz oranları (FAĐZ), döviz (dolar/tl) kuru (DVKR), sanayi üretim endeksi (SÜE), para arzı (M2Y), merkez bankası parası (MBP), toplam konsolide bütçe harcamaları (KBHAR), faiz dışı bütçe harcamaları (FDHAR), vergi gelirleri (VERGEL) ve bütçe dengesi (BD). 7 Bu çalışmada etki-tepki katsayıları 1000 tekrar yapılarak elde edilmiştir. 8 Örneğin iç borç stokunun yüzdesel artış serisini bulabilmek için kullanılan formül, aşağıdaki gibidir: 9

10 Bu değişkenlerden iç borç stoğu, enflasyon oranı, para arzı, merkez bankası parası, toplam konsolide bütçe harcamaları, faiz dışı bütçe harcamaları, vergi gelirleri ve bütçe dengesi 1987 fiyatları baz alınarak enflasyonun etkisinden arındırılmıştır. III- Türkiye de Đç Borçların Đktisadi Etkilerine Đlişkin VAR Analizi Sonuçları VAR literatüründe yaygın olan görüşe göre, analiz sonuçlarının güvenilir olması için, analizde kullanılan serilerin durağanlığının sağlanması gereklidir. Modelin bütün olarak durağanlığı ise, modelden elde edilen karakteristik polinomunun ters köklerine bakılarak anlaşılabilir (Banerjee vd., 1993:141). Bütün kökler birim çemberin içinde yer alıyorsa VAR süreci durağandır. Aylık serilerin hemen hemen tamamından beklenen, birim kök içerme - durağan olmama- durumu, bu çalışmada büyüme oranlarıyla çalışıldığı için görülmemiştir. Genişletilmiş Dickey-Fuller birim kök testleri gibi modern ekonometrik yöntemlerle yapılan durağanlık analizi sonuçları, serilerin tümünün α=0.05 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu savını doğrulamaktadır. Seriler mevsimsel etkilerden arındırılmadığından, birim kök testleri 11 tane merkezi mevsimsel kukla değişken kullanılarak yapılmıştır. Testler, herbir değişken için 12 tane gecikmeyle başlamış ve gecikmeler birer birer azaltılarak, Schwartz kriteriyle optimal gecikme uzunluğu iki olarak belirlenmiştir 9. Bütün değişkenler, yüzdesel artış olarak tanımlandıklarından, düzey olarak durağandır. 10 Çalışmada toplam sekiz tane kısıtsız VAR modeli tahmin edilmiştir. Herbir VAR modeli, yedi içsel değişkenden, onbir merkezi mevsimsel kukla değişkenden, ĐÇBRÇ = (ĐÇBRÇ t - ĐÇBRÇ t-1 )/ĐÇBRÇ t-1 ("t" cari dönemi, t-1 bir önceki dönemi gösterir) 9 Genişletilmiş Dickey-Fuller Testi sonuçları Ek-1 de verilmiştir. 10 Serilerin durağan oldukları KPSS ve Phillips-Perron testleriyle de doğrulanmıştır. 10

11 bir tane 1994, 2000 ve 2001 krizlerini temsil eden kriz kukla değişkeninden ve bir de sabit terimden oluşmaktadır. VAR analizine de 12 gecikme ile başlanmış ve birer birer indirilerek optimal gecikme uzunluğunun iki olduğu Akaike kriteriyle tespit edilmiştir. Tahmin edilen VAR modelleri şunlardır: VAR1 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GKBHAR VAR2 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GVERGEL VAR3 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GFDHAR VAR4 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GBD VAR5 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GFDHAR VAR6 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GBD VAR7 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GVERGEL VAR8 : GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GKBHAR A- Nedensellik Testi Sonuçları Tahmin edilen 8 tane VAR modeli için Wald testi kullanılarak yapılan Granger nedensellik sınaması sonuçları, aşağıda tablolar halinde (Tablo 1-8) verilmiştir. Sonuçlar, faiz oranı, merkez bankası parası ve faiz dışı bütçe harcamalarından iç borçlara doğru tek taraflı ve güçlü bir nedensellik ilişkisi ortaya koymaktadır Ayrıca iç borçlardan döviz kuruna, konsolide bütçe harcamalarına ve vergi gelirlerine doğru nedensellik görülmektedir. Nedensellik testi sonuçları, daha önce yapılan çalışmaların aksine, iç borç artışıyla enflasyon oranı arasında güçlü bir nedenselliğe işaret etmemektedir. Benzer biçimde iç borç artışıyla sanayi üretimi arasında da nedensellik görülmemektedir. Faiz oranı, merkez bankası parası ve faiz dışı bütçe harcamalarından, iç borçlara doğru güçlü bir nedensellik olması beklenen bir 11

12 sonuçtur. Đç borç artışındaki en büyük faktörün, faiz oranlarındaki ve bütçe harcamalarındaki artıştan kaynaklandığı bilinen bir gerçektir. Merkez bankası parasından iç borçlara doğru güçlü bir nedenselliğin var olması, para basma yoluyla finansmanın, iç borçlanma yoluna daha az başvurulmasına yol açabildiğini ve böylece iç borç artışının sınırlanabildiğini göstermektedir. Bu nedensellik aynı zamanda iç borcun parasallaştırıldığını gösterebilir. Aynı şekilde iç borçla, döviz kuru, konsolide bütçe harcamaları ve vergi gelirleri arasındaki nedensellik de iktisadi beklentilere uygundur. Kamu harcamalarının iç borçlanma yoluyla finansmanı, iktisadi birimler tarafından yeterli ölçüde ve uygun faiz oranından desteklendiğinde, dış borçlanma yoluyla finansmanı ve yabancı paraya olan talebi azaltacağından, döviz kuru düşecek yani TL değer kazanacaktır. 12

13 Tablo 1:VAR1 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GKBHAR GĐÇBRÇ *** ENF GDVKR 2.78** * GM2Y *** GFAĐZ ** GSÜE * 3.81*** GKBHAR 4.78*** *** 1.64 Tablo 2:VAR2 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GVERGEL GĐÇBRÇ *** ENF GDVKR 3.38*** GM2Y *** 1.96 GFAĐZ ** GSÜE ** 0.72 GVERGEL 8.81*** *** 1.91 Tablo 3: VAR3 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GFDHAR GĐÇBRÇ *** * ENF *** GDVKR 3.43** *** GM2Y *** GFAĐZ * * GSÜE * 1.94 GFDHAR ** ** 3.49** Tablo 4: VAR4 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GM2Y GFAĐZ GSÜE GBD GĐÇBRÇ *** ENF GDVKR GM2Y * 0.44 GFAĐZ * GSÜE * 1.41 GBD ** 0.12 Tablo 5: VAR5 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GFDHAR GĐÇBRÇ 2.33* *** 6.76*** *** ENF *** *** GDVKR 3.93** 2.57* 5.88*** *** GMBP ** 10.74*** 6.47*** GFAĐZ ** GSÜE * GFDHAR *** 2.12* 2.23* 2.87** 4.72*** 13

14 Tablo 6: VAR6 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GBD GĐÇBRÇ *** ENF *** GDVKR 2.75** 4.22*** 4.01*** GMBP ** 11.13*** 6.35*** GFAĐZ GSÜE GBD *** Tablo 7: VAR7 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GVERGEL GĐÇBRÇ 2.58* *** 6.28*** ** ENF *** * GDVKR 3.09** 4.59*** 4.60*** GMBP ** 10.95*** 5.87*** GFAĐZ GSÜE GVERGEL 7.86*** 2.66* *** 2.93** Tablo 8 : VAR8 Modeli Nedensellik Testi Sonuçları GĐÇBRÇ ENF GDVKR GMBP GFAĐZ GSÜE GKBHAR GĐÇBRÇ *** 6.24*** ENF ** GDVKR 2.63* 3.63*** 4.42*** ** GMBP ** 9.85*** 6.37*** * GFAĐZ GSÜE *** GKBHAR 3.97** 3.37** *** 2.31* * Sıfır hipotezi α=0.10 lik düzeyde reddedilmektedir. **Sıfır hipotezi α=0.05 lik düzeyde reddedilmektedir. *** Sıfır hipotezi α=0.01 lik düzeyde reddedilmektedir. Tablolar, sütunlarda yer alan değişkenlerden, satırlardaki değişkenlere doğru nedenselliği göstermektedir. Tablo 9 : Theil Eşitsizlik Katsayısı (Dönem Đçi Değerler) Model Theil U VAR VAR VAR VAR VAR VAR VAR VAR

15 B- Etki-Tepki Analizi Sonuçları Bir makroekonomik büyüklük üzerinde, herhangi bir değişkenin etkili olup olmadığı, öncelikle nedensellik testleri ile ölçülür. Ardından, etkili değişkenin, politika aracı olarak kullanılabilirliği, etki-tepki fonksiyonlarıyla, etki derecesi ise varyans ayrıştırmalarıyla belirlenir. Bu bölümde, nedensellik testlerinden elde edilen sonuçların pekiştirilmesi amacıyla, etki-tepki fonksiyonlarının grafikleri, önce modeldeki değişkenlere verilen şoklara iç borçların tepkisi açısından, sonra da iç borçlara verilen şoklara modeldeki değişkenlerin tepkisi açısından incelenmektedir. Etki-tepki grafikleri, yukarıdaki sekiz tane VAR modeli arasından en uygunu olan VAR5 modeline göre düzenlenmiştir 11. VAR5 modelinin durağan olduğu ek 2 deki AR karakteristik polinomunun ters köklerinin hepsinin birim çemberin içinde yeraldığını gösteren grafikten anlaşılmaktadır. 11 En uygun modelin seçiminde şöyle bir yol izlenmiştir: Sekiz tane VAR modeli arasındaki temel farklılık, ilk dört tanesinde, para arzının, geniş anlamda para arzıyla (M2Y), diğer dört tanesinde ise merkez bankası parasıyla ölçülmüş olmasıdır. Nedensellik testlerinden de görülebileceği gibi, bu iki para arzı göstergesinden merkez bankası parası, iç borçla ve diğer değişkenlerle ilişkilidir. Bu durumda ilk dört tane VAR modeli göz ardı edilmiştir. Geri kalan dört VAR modeli (VAR5 VAR6 VAR7 VAR8) arasından, Theil U eşitsizlik katsayısının en küçük değerini veren VAR5 modeli seçilmiştir Theil U eşitsizlik katsayısı şu şekilde hesaplanmıştır: U= 1 T T t= 1 1 T (Y T t= 1 s t ) 2 (Y + s t Y 1 T a t T ) t= 1 2 (Y Daha fazla bilgi için Bkz. Pindyck R. ve Rubinfeld D. (1991:340). a t ) 2 15

16 1- Modeldeki Değişkenlere Verilen Şoklara Đç Borçların Tepkisi Şekil 1 Đç Borçların Đç Borçlara Tepkisi Şekil 2 Đç Borçların Enflasyona Tepkisi Şekil 3 Đç Borçların Döviz Kuruna Tepkisi Şekil 4 Đç Borçların Merkez Bankası Parasına Tepkisi Şekil 5 Đç Borçların Faiz Oranına Tepkisi Şekil 6 Đç Borçların Sanayi Üretimine Tepkisi

17 Şekil 7 Đç Borçların Faiz Dışı Bütçe Harcamalarına Tepkisi Yukarıda Şekil 1 ve 7 arasındaki etki-tepki fonksiyonu grafikleri, sırasıyla iç borç stoku, enflasyon oranı, döviz kuru, merkez bankası parası, faiz oranı, sanayi üretimi ve faiz dışı bütçe harcamalarına verilen şoklara, iç borçların tepkisini göstermektedir 12. Şekil 1 e göre, iç borçlarda yaklaşık %4 lük bir şok gerçekleşmiş ve kısa zamanda etkisini kaybetmiştir. Şekil 2 den, enflasyondaki bir şoka, iç borç stoğunun tepkisiz kaldığı görülmektedir. Döviz kurundaki (pozitif) bir şok, iç borç artışı üzerinde önemli bir etkiye sahip değildir. (Şekil 3). Parasal bir genişleme şoku ise (merkez bankası parasındaki artış olarak ölçülmüş), iç borçlar üzerinde birinci ay etki yapmamakta, ikinci ay da ise iç borçlarda %2 gibi önemli düşüşe neden olmaktadır. Üçüncü ayda ise iç borçlar hafifçe artmakta ve şok etkisini yitirmektedir (Şekil 4). Şekil 5-7 den, faiz oranındaki, faiz dışı bütçe harcamalarındaki ve sanayi üretimindeki bir şokun, iç borçlar üzerinde önemli bir etkisi olmadığı görülmektedir. 12 VAR modelinin ayırtedilmesinde Cholesky ayrıştırmasından yararlanıldığından değişkenlerin modeldeki sıralaması önem kazanmaktadır. Bu nedenle VAR5 modeli, değişkenlerin sırası değiştirilerek yeniden tahmin edilmiş ve etki-tepki fonksiyonları yeniden hesaplanmıştır. Sonuçlarda büyük değişiklikler gözlenmemiştir. 17

18 2- Đç Borçlara Verilen Şoklara Modeldeki Değişkenlerin Tepkisi Şekil 8 Enflasyonun Đç Borçlara Tepkisi Şekil 9 Döviz Kurunun Đç Borçlara Tepkisi Şekil 10 Merkez Bankası Parasının Đç Borçlara Tepkisi Şekil 11 Faiz Oranının Đç Borçlara Tepkisi Şekil 12 Sanayi Üretim Endeksinin Đç Borçlara Tepkisi Şekil 13 Faiz Dışı Bütçe Harcamalarının Đç Borçlara Tepkisi

19 Şekil 8 ve 13 arasındaki grafikler, iç borçlardaki bir şoka, modeldeki diğer değişkenlerin tepkisini yansıtmaktadır. Đç borçlardaki pozitif bir şok, enflasyon oranı, döviz kuru, faiz oranı, sanayi üretimi ve faiz dışı bütçe fazlasını önemli ölçüde etkilemezken, merkez bankası parasını hızlı biçimde düşürmekte ve bu düşüş beşinci aya kadar sürdükten sonra yavaşlamakta ve etkisini kaybetmektedir (Şekil 10). Beşinci aydan sonra iç borç şoku emilmekte ve istikrar sağlanmaktadır. Đç borçların merkez bankası parası üzerindeki bu etkisi nedensellik testlerinde bulunamamıştı. Đç borçlardaki bir şokun merkez bankası parası üzerinde ters etki yaratması, son yıllarda uygulanan ve Merkez Bankası nın Hazineye ve diğer kamu kuruluşlarına verdiği avans ve kredileri sınırlandıran para politikalarının bir sonucu olarak görülebilir. Sonuç olarak etki-tepki fonksiyonları nedensellik testlerini doğrulamakta, sadece iç borçlar ve merkez bankası parası arasındaki ilişkinin tek taraflı olmadığını göstermektedir. C- Çoklu Varyans Ayrıştırması Sonuçları Buraya kadar olan kısımda, en uygun bulunan VAR5 modelinden elde edilen Granger nedensellik testleri sonuçları ve etki-tepki grafikleri yorumlanmıştır. Bu kısımda, iç borç değişkeni üzerinde en çok hangi değişken ya da değişkenlerin etkili olduğu sorusuna cevap aranacak ve bu amaçla varyans ayrıştırması yapılacaktır. VAR5 modelindeki değişkenlerin varyans ayrıştırması sonuçları Tablo 10 da verilmiştir. Tablo 10.1 deki sonuçlara göre, iç borçların gelecek dönemler için öngörü hata varyansı içinde en büyük paya sahip değişken, yaklaşık %24 lük pay ile merkez bankası parasıdır. Đkinci en yüksek paya sahip değişken, yaklaşık %5 ile, faiz oranıdır. Üçüncü ve dördüncü değişkenler, sırasıyla döviz kuru ve faiz dışı bütçe harcamalarıdır. En düşük paya sahip değişkenler ise, sanayi üretimi ve enflasyondur. 19

20 Bu durumda, kamu harcamalarının para basma yoluyla ve iç borçla finansmanı birbirini ikame ettiklerinden, merkez bankası parasındaki artış, iç borç artışını yavaşlatacaktır. Mevduat faiz oranının artması ise, devlet iç borçlanma senetlerinin faiz oranlarını artırma yönünde baskı yapacak ve devletin iç borç yükünü artıracaktır. Döviz kurunun artması, dövize endeksli iç borç senetleri yoluyla iç borç stoğunun artmasına neden olacaktır. Ayrıca döviz kurunun artma eğiliminde olması, yabancı paraya olan talebi artıracağından, iç borç senetlerine talep azalma eğilimine girecektir. Böylece gerekli miktarda iç borçlanma yapabilmek için, devlet, iç borçlanma senetlerinin faiz oranını artıracaktır. Sonuçta döviz kurunun artması, iç borç stoğunun artmasına neden olabilir. Faiz dışı bütçe harcamalarının da artması iç borçlanma gereksinimini artıracağından, iç borç stoku artacaktır. Varyans ayrıştırması sonuçları ayrıca, iç borç değişkeninin yaklaşık %9 lık pay ile enflasyonun öngörü hata varyansı içinde önemli bir paya sahip olduğunu göstermektedir (Tablo 10.2). Đç borçların diğer değişkenlerin öngörü hata varyansı içindeki payı oldukça düşüktür. 20