CAGAN IN PARA TALEBİ MODELİ VE ENFLASYON İLİŞKİSİ: AMPİRİK ANALİZ ( ) *

Transkript

1 CAGAN IN PARA TALEBİ MODELİ VE ENFLASYON İLİŞKİSİ: AMPİRİK ANALİZ ( ) * Şenay SARAÇ ** Öze Cagan (1956), hiperenflasyon koşulları alında yarı logarimik bir reel para alebi denklemi kullanarak, enflasyonis süreç içerisinde reel para alebini belirleyen esas değişkenin beklenen enflasyon oranı olduğunu belirmişir. Bu çalışmada, Cagan ın para alebi modeli, 3 farklı para arzı anımı, 2 farklı fiyalar genel seviyesi değişkeni kullanılarak 6 farklı şekilde Türkiye 1981:1-2003:12 dönemi için es edilmişir. Bulunan sonuçlar, beklenilerin reel para alebi üzerinde güçlü ekileri olduğunu doğrulamakadır. Anahar Kelimeler: Enflasyon, Para Talebi, Cagan modeli, Türkiye Absrac Using semi-logarihmic real money demand equaion under hyperinflaion condiions Cagan (1956) explained ha expeced inflaion rae is he main variable which specify real money demand in he inflaionary process. In his sudy, Cagan money demand model is examined wih 6 differen ways for Turkey 1981:1-2003:12 period by using 3 differen money supply definiion variables and 2 differen general level of price variables. Findings confirm ha expecaions have srong impacs on real money demand. Key Words: Inflaion, Money Demand, Cagan s Model, Turkey * Bu çalışma, Şenay Saraç arafından ZKÜ, Sosyal Bilimler Ensiüsü İkisa ABD da, Doç. Dr. Hasan Vergil danışmanlığında hazırlanmış olan Enflasyonun Belirleyicileri: Türkiye İçin Ampirik Bir Çalışma adlı yüksek lisans çalışması baz alınarak hazırlanmışır. ** Arş. Gör., Zonguldak Karaelmas Üniversiesi İkisadi İdari Bilimler Fakülesi.

2 2 Şenay SARAÇ 1. Giriş Enflasyon olgusunun mikar eorisi çerçevesinde deneysel olarak incelenmesinin Cagan la başladığını söylemek mümkündür. Cagan, hiperenflasyon koşulları alında yarı logarimik bir reel para alebi denklemi kullanarak, enflasyonis süreç içerisinde reel para alebini belirleyen esas değişkenin beklenen enflasyon oranları olduğunu belirmişir (Chrisev, 2005:2). Genellikle para ve fiyalar arasındaki ek yönlü ilişkiyi dikkae alan ve para alebi fonksiyonunun kararlılığına dayanan enflasyon modelleri ve yine mikar eorisi çizgisinde kabul edilen faka para ve fiyalar arasındaki çif yönlü ilişkiye göre formüle edilen eşanlı sisemlerden oluşan enflasyon modellerinin deneysel sınamaları, eorinin emel hipoezlerini doğrular nielike sonuçlar oraya koymuşur (Akdiş, 1996:24). Özellikle mikar eorisi çizgisindeki enflasyon modelleri (örneğin, Aghevli-Khan, 1978), 1960 lı yıllardan sonra deneysel sınamalarda uarlılık eslerini geçmişler ve enflasyon olgusunun açıklanmasında geçerliliklerini kanılamışlardır. Cagan ın yaklaşımı, para soku ile enflasyon arasındaki ilişkiler konusunda emel bir arışma konusu gündeme geirmekedir. Orijinal şekliyle mikar eorisinde fiya arışlarının ek nedeni, para sokundaki oonom arışlardır. Diğer arafan Cagan modelinde, para soku armasa da dolaşım hızının arması enflasyonu arırmakadır. Bu da beklenen enflasyon oranlarına göre reel para alebinin elasikiyeine ve beklenen enflasyon oranlarının gerçekleşen enflasyon oranlarına inibak kasayısına bağlıdır. Durum böyle olunca enflasyon dinamiği bakımından Cagan modelindeki arışma konusu, sürekli enflasyon için para sokundaki arışın zorunlu olup olmadığıdır. Yani para soku armadan sadece ve sadece dolaşım hızındaki bir arış nedeni ile enflasyon süreklilik kazanır mı sorusu enflasyonun dinamiği ile ilgili arışmaları gündeme geirmişir. 2. Cagan in Para Talebi Modeli ve Enflasyon Dinamiği Cagan 1956 yılında hiperenflasyon koşulları alında yarı logarimik bir reel para alep denklemi kullanarak opimal enflasyon oranını elde emişir (Soylu, 1997:75-76).

3 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi 3 Cagan ın modelinde enflasyon olgusunun incelenmesinde reel para alebi aşağıdaki denklemle belirlenmekedir (McCallum, 1989:133). D M L= log = c+ β logy + αr + u (2.1) P Denklem (2.1), para alebi denkleminin yarı logarimik formunu ifade D M emekedir. Reel para alebi log, reel gelir ve nominal faiz oranı P logy R nin bir fonksiyonudur. Nominal faiz oranı R yi reel faiz oranı r ve enflasyon oranı π nin oplamı ( R = r + π ) olarak ele alırsak (McCallum, 1989:134); denklem (2.1) aşağıdaki denkleme dönüşecekir. D M L= log = c+ β logy + αr + απ + u...(2.2) P Cagan (1956) a göre reel para alebini belirleyen esas değişken beklenen enflasyon oranı olduğu için reel gelir lo gy ve reel faiz oranı r yi c sabiinin içine dahil emişir (McCallum, 1989:134). D M L= log = c+ απ + u...(2.3) P Cagan, bir ülkedeki aylık enflasyon oranının %50 yi bulması durumunda bu enflasyonun hiperenflasyon olarak anımlanabileceğini ifade emişir. Analizinin eorik çerçevesini hiperenflasyonun mevcudiyeini varsayarak oluşurmuşur. Bu varsayıma dayalı olarak kullandığı reel para alebi denkleminde açıklayıcı değişken olarak sadece enflasyon oranını dikkae almışır. Bunun gerekçesi olarak da hiperenflasyon oramında para alebini ekileyen diğer değişkenlerin para alebine ekilerinin yok denecek seviyeye ineceğini, bu yüzden de ek açıklayıcı değişken olarak enflasyon oranının kullanılması gerekiğini ileri sürmüşür (Soylu, 1997:76). Denklem (2.3) de c sabi erimi, α ise enflasyon oranının kasayısını vermekedir. Cagan a göre, uzun dönem durağan durum dengesinde gerçekleşen enflasyon oranı beklenen enflasyon oranına eşi olacağından (л=л e ), reel para alebi beklenen enflasyonun bir fonksiyonu olacakır. Enflasyonis bekleyişler arıkça reel para alebi de azalacakır. α kasayısı büyüdükçe paradan

4 4 Şenay SARAÇ kaçış hızlanacak, beklenen enflasyon oranlarındaki bir arış, reel para alebinde daha büyük bir azalmaya neden olacakır (Eruğrul,.y.:199). Modelde görüldüğü gibi para alebi, doğrudan doğruya beklenen enflasyon oranlarına bağlıdır. Reel para alebini logarimik şekilde yazıp gerekli düzelmeleri yaparsak, fiya denklemi bulunur (Eruğrul,.y.: 200); ln P = c+ α. π + ln M... (2.4) Reel para alebinden elde edilen bu fiya denkleminin zamana göre ürevi, bize enflasyon oranlarını verecekir. Yani enflasyon oranları, d ln P α.dπ d ln M = + d d d (2.5) eşiliğiyle hesaplanacakır. Enflasyon denkleminde açıkça görüldüğü gibi, enflasyon oranları enflasyonis bekleyişlerle ilişkilidir. Klasik mikar eorisinin aksine, enflasyon olgusu için para sokunun arması şar değildir. Klasik mikar eorisinden üreilen enflasyon, d ln P d ln M =......(2.6) d d dir. Burada enflasyon olayı için oonom bir biçimde para sokunun arması gerekir. Halbuki Cagan ın para alebi fonksiyonundan üreilen enflasyonun arması için para sokunun armasının zorunlu olmadığı, ayrıca beklenen enflasyona da bağlı olduğu (2.5) numaralı eşiliken açıkça görülmekedir. Cagan modelinin para piyasasındaki emel denklemleri şunlardır (Eruğrul,.y.: 200), D S D M M M = = c + απ Reel Para Talebi P P P dπ d = β ( dln P π ) Enflasyonis bekleyişler Uzun dönemde klasik eorinin sonucu olarak para sokundaki arış enflasyon oranına eşiir. Uzun dönemdeki bu eşilik, Cagan modelinde kısa dönemde farklılıklar gösermekedir. Bu durumda enflasyon oranları ile para sokundaki arış arasında eşilik yokur. Böyle bir durumda eğer enflasyon oranı,

5 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi 5 d ln P > d ln M ise dolaşım hızında bir arış olacakır. Bu şekilde dolaşım hızının armasından doğan enflasyonun sürekli olup olmadığı veya uzun dönemde para sokundaki arışın mulaka enflasyon oranına eşi olup olmayacağı soruları uzun dönemde denge koşulları incelenerek cevaplandırılabilir. Para piyasası devamlı dengede ise, reel para alebi denkleminde para alebi yerine para sokunu koyup logarimik ürevini alırsak, aşağıdaki eşiliğe ulaşırız; d ln M d S d P dπ ln = α (2.7) d d Para sokundaki arışı dln M S / d = M S, enflasyon oranını dln P /d =P olarak göserirsek, daha basi bir biçimde (2.7) numaralı eşiliği aşağıdaki şekilde yazabiliriz. M S dπ P = α (2.8) d Enflasyonis bekleyişleri denklemde yerine koyup ekrar düzenlersek, enflasyon oranları için aşağıdaki eşilik bulunur. S M αβπ P = (2.9) 1 αβ Enflasyonu göseren bu eşilik, (2.5) numaralı denklemden farklıdır. Çünkü beklenen enflasyon oranları ile ilgili uyum mekaniği de dikkae alınarak, (2.9) numaralı enflasyon denklemi üreilmişir. Halbuki (2.5) numaralı denklemde bu uyum mekanizması dikkae alınmamışır. Cagan modelinde enflasyon denklemi olarak adlandırılan (2.9) numaralı denklemde de açıkça görüldüğü gibi, fiya arışları ile para soku arışları arasındaki ilişkilerde α ve β kasayıları önemlidir. Klasik mikar eorisi yaklaşımında, para sokundaki bir arış, yeni denge durumunu sağlamak için fiyaları aynı oranda arırmakadır (Akdiş, 1996:18). Halbuki Cagan modelinde, fiya arışları yanında reel para alebinin beklenen enflasyon oranlarına göre elasikiyeini ifade eden α ve beklenen enflasyon oranları ile gerçekleşen enflasyon oranları arasındaki uyum

6 6 Şenay SARAÇ kasayısı β önemlidir. Klasik mikar eorisine göre k ve Y sabi varsayıldığı için, para sokundaki oonom bir arış, para piyasasında dengeyi sağlayabilmek için aynı oranda fiya arışını gündeme geiriyordu. Yeni mikar eorisine uygun Cagan modelinde, k sabi değil, enflasyon oranları ile fonksiyonel bir ilişki içerisindedir. Bir diğer deyişle k, enflasyon oranları ile ers bir ilişki içerisindedir. Durum böyle olunca, enflasyon oranlarının da beklenen enflasyon oranları ile ilişkisi nedeniyle k ya, uyum kasayısı β ya ve reel para alebinin beklenen enflasyon oranlarına göre elasikiyeini ifade eden α kasayısına bağlıdır. Klasik eorinin aksine (2.5) numaralı denklemde görüldüğü gibi, para soku armasa da enflasyon olabilmekedir. Eğer enflasyon oranları ile k arasında ers ilişki varsa, para soku M armasa da k azalıyorsa enflasyon aracakır. Bu olgu da β ve α kasayılarına bağlı olacakır (Eruğrul,.y.: 201). Gelir düzeyi veri ise k nın düşmesi, β ve α kasayılarının büyüklüğüne bağlı olarak enflasyon oranlarını ekileyecekir. Bu anlamda fiya arışları, para soku armadığı için, dolaşım hızının arması (k nın düşmesi) ile karşılanacakır. Yani Cagan modelinde, klasik mikar eorisinden üreilen enflasyon oranlarında olduğu gibi para sokundaki arışla enflasyon oranları arasında bire birlik ilişki gözlenmemekedir. Uzun dönemde para sokundaki değişmeye eşi sabi bir fiya arışının olup olmadığı sorusunun cevabını reel para alebinden giderek somulaşırırsak, uzun dönemde M S = P = π.....(2.10) şeklinde bir ilişki varsa sisem kararlıdır diyebiliriz. Uzun dönemde para soku armadan dolaşım hızındaki değişiklikler sürekli bir enflasyon yaramazlar. Denge enflasyon oranı olarak adlandırdığımız bu sabi enflasyon, para sokundaki arışa eşiir. Eğer böyle bir sabi enflasyon varsa, (2.9) numaralı enflasyon denkleminin zamana göre ürevinin sıfır olması gerekmekedir. Yani, dp d S M α. β. π d( ) 1 α. β = = (2.11) d

7 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi 7 olması gerekecekir. Para soku modelde oonom bir değişken olarak ele alınmışır. Eğer para sokundaki arış sabise, dm S d = 0 olacakır. Şimdi (2.11) numaralı denklemi ayrışırarak aşağıdaki biçimde yazabiliriz α β dm d α. β dπ = (2.12) α β d Para sokundaki arış sabise, denklemin birinci erimi sıfır olacakır. İkinci erimde, beklenen enflasyon oranlarındaki arışın sıfır olması durumu, beklenen enflasyon oranları ile gerçekleşen enflasyon oranları arasındaki ilişkiye bağlıdır. Bekleyişleri ifade eden, dπ d = β ( d ln P π ) denkleminden de görüldüğü gibi, beklenen enflasyon oranlarındaki değişmenin sıfır olması, beklenen enflasyon oranlarının gerçekleşen enflasyon oranlarına eşi olmasına bağlıdır. Eğer beklenen enflasyon oranları gerçekleşen enflasyon oranlarına eşise, (2.12) numaralı denklemdeki uzun vade denge koşulu sağlanacak, yani para sokundaki arış hızı sabi olduğundan enflasyon ve beklenen enflasyon oranları para sokundaki arışa eşi olacak, (2.10) numaralı şar sağlanacakır. Modelin kararlılığı için, 1. β > 0 α ( ) veya αβ. < 1 gereklidir. Buna göre uzun dönemde denge koşulları için, beklenen enflasyon uyum kasayısı ve reel para alebinin beklenen enflasyon oranlarına göre elasikiyei önemli olmakadır (Eruğrul,.y.: ). Cagan modelinde uzun dönem denge koşulu için α.β < 1 şarı, çeşili ampirik çalışmalarla sınanmışır (Aghevli-Khan, 1978). Deneysel çalışmalar, uzun dönemde para sokundaki arışla enflasyon arasında kararlı bir ilişkinin varlığını gösermişir. Yani deneysel çalışmalarda α.β birden küçük bulunmuşur. Reel para alebi fonksiyonunun kararlılığını göseren bu özellik, isikrar poliikalarının uygulanmasında para sokunu ön plana çıkarmışır.

8 8 Şenay SARAÇ 1986:1 ve 1995:3 dönemi aylık verileri kullanarak para alebi ve beklenen enflasyon arasındaki ilişkiyi Türkiye ekonomisi için Cagan ın Para Talebi modelinin varsayımlarına dayanarak analiz eden Mein ve Uslu (1999) söz konusu değişkenler arasında güçlü ilişkiler bulmuşlardır. Yazarlara göre Türkiye de Cagan ın modelini desekleyen geçerli kanılar mevcuur. Chrisiev (2005), Bulgarisan ( ), Rusya ( ) ve Ukrayna ( ) ülkelerinin aylık M2, dolaşımdaki para mikarı ve ükeici fiya indeksi değişkenlerini kullanarak Cagan ın para alebi modelini analiz emişlerdir. Analiz sonuçları Cagan ın modelini desekler şekilde beklenilerin yüksek ve değişken enflasyon üzerinde ekili olduğunu gösermişir. Bekleyişlerin bu şekilde enflasyon olgusunun araşırılmasında ön plana çıkması, modern enflasyon eorilerinin bir özelliği olarak değerlendirilmekedir. Beklenen enflasyon oranlarının kuramsal yönden önemi açık olmasına karşın, gözlenen bir değişken olmaması ve belirli varsayımlar alında gözlenen enflasyon değerlerinden üreilmesi, gerek meod ve gerekse kuramsal yönden çeşili arışmalara konu olmuşur (Soylu, 1997:76). 3. Ekonomerik Analiz 3.1. Veri Yapısı ve Kaynakları Cagan ın Para Talebi Modeli, Türkiye için 1987:1 ve 2003:12 dönemi verileri kullanılarak ahmin edilmişir. Tek denklemli En Küçük Kareler (EKK) yönemiyle yapılan ekonomerik ahminlerde kullandığım veriler ve verilerin anımı aşağıda verilmişir. Veriler TCMB aylık isaisik bülenlerinden alınmışır. M1: Dolaşımdaki para+mevdua Bankalarındaki Vadesiz Mevdua (Milyar TL) M2: M1+Mevdua Bankalarındaki Vadeli Mevdua (Milyar TL) M2Y: M2+Döviz Tevdia Hesapları (Milyar TL) WPI: Topan Eşya Fiya Endeksi (Genel, 1981=100) CPI: Tükeici Fiya Endeksi (Genel, 1981=100)

9 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi Ekonomerik Yönem Bu modelde reel para alebi ile enflasyon arasındaki ilişkinin negaif yönlü olacağı beklenmekedir. Çünkü bireylerin enflasyon oranı beklenisinin arması reel para alebini azalacak, elde uulmak isenen naki mikarı düşecek bu da paranın dolaşım hızını arırarak fiyaları yani enflasyonu arıracakır. Böyle bir ilişkiyi analiz emek için modellersek, yarı logarimik reel para alebi fonksiyonu şu şekilde olur (McCallum, 1989); M log P = α 0 + α1 logy + α 2 R + u...(3.1) M = para alebi P = fiyalar genel seviyesi Y = reel gelir R = nominal faiz oranı u = haa erimidir. Bu denklemde nominal faiz oranı; r reel faiz oranı ve π enflasyon oranı oplamından oluşmakadır; R = + π (3.2) r Bunu (3.1) numaralı denklemde yerine koyarsak; M log P = π + u..(3.3) α 0 α1 logy α 2r α 2 c Cagan; reel faiz oranı ve reel gelir gibi değişkenlerin para alebi üzerindeki ekilerinin yok denecek kadar az olduğunu savunarak bu değişkenleri c sabi erimi alında oplamışır (McCallum, 1989:134). M log P = c + π + u....(3.4) α 2

10 10 Şenay SARAÇ M log = log M log P = m p ve P π dersek; = ΔP = P P 1 regresyon denklemimiz şu şekilde olur. m ΔP + u p = c + α (3.5) Regresyon denklemindeki bağımlı değişken Türkiye için 3 farklı para arzı anımı ve 2 farklı fiyalar genel seviyesi değişkeni kullanılarak 6 farklı şekilde es edilmişir. Reel Para Talebi ve Enflasyon değişkenleri için oluşurulan regresyon denklemleri; Δ( m1 cpi) = c+ α1δ cpi+ u...(3.6) ( m1 wpi) = c + α Δ wpi + u.....(3.7) Δ 1 ( m2 cpi) = c+ α Δ cpi+ u.....(3.8) Δ 1 ( m2 wpi) = c+ α Δ wpi+ u (3.9) Δ 1 ( m2 y cpi) = c+ α Δ cpi+ u......(3.10) Δ 1 ( m2 y wpi) = c+ α Δ wpi+ u... (3.11) Δ 1 şeklindedir. Bir sonraki aşamada (3.5) numaralı regresyon denklemi ahmin edilerek α 2 parameresinin işareinin isaisiksel olarak anlamlı olup olmadığı incelenecekir. Kasayının işarei negaif ve anlamlı bulunursa hipoez deseklenerek reel para alebinin beklenen enflasyon arafından belirlendiği sonucuna varılacak; ersi durumda ise hipoez reddedilecekir. (3.5) numaralı denklemi ahmin edebilmek için regresyon denklemlerinde yer alan değişkenlerin durağanlık şarının yerine geirilmiş olması önemlidir. Bir serinin durağanlığı, serinin sabi oralamaya, sabi varyansa ve seriye ai iki değer arasındaki farkın zamana değil, yalnızca iki zaman değeri (kovaryansları) arasındaki farka bağlı olması şeklinde ifade edilir (Işığıçok, 1994:47). Durağan olmayan serilerin kullanıldığı regresyon denklemlerinde, değişkenler arasında bir ilişki olmadığı halde, sahe regresyon (spurious regression) diye ifade edilen, anlamlı ve F isaisikleri ile yüksek R 2 değer-

11 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi 11 lerine raslanılması mümkündür. Bu nedenle zaman serisi verilerinin kullanıldığı çalışmalarda ilk aşama, serilerin durağanlık özelliğinin incelenmesi olmakadır. Bu çalışmada regresyon denklemlerinde kullanılan serilerin durağan olup olmadıklarının belirlenmesinde Genişleilmiş Dickey-Fuller (Augmened Dickey Fuller) (ADF) (1979) ve Phillips Peron (PP) (1988) esleri ile araşırılmış ve serilerin sıfır frekansa birim kökü içerip içermedikleri, yani I(1) olup olmadıkları sınanmışır. Birçok uygulamalı çalışmada, zaman serilerinin ahmini ve sonuç çıkarma işlemleri için sonlu dereceden ooregresyon modelleri çok yaygın bir şekilde kullanılmakadır. Bunun nedeni, modelin derecesi bilindiken sonra en küçük kareler ya da en çok olabilirlik yönemleriyle ooregresyon paramerelerinin ahmininin elde edilmesinde bir sorun yaşanmamasıdır. Ancak buradaki isaisiksel problem modelin derecesinin, yani modeldeki değişkenlerin gecikme sayılarının espiinde oraya çıkmakadır. Modelin derecesi olması gerekiğinden daha küçük seçildiğinde paramerelerin ahmini uarlı olmamaka, olması gerekiğinden daha büyük seçildiğinde ise paramerelerin ahmininin varyansı büyük çıkmakadır. Bu iki durumda da modelden elde edilen sonuçlar güvenilir olmamakadır. Güvenilir, doğru sonuçlar veren bir model kurabilmek için mulaka modeldeki değişkenlerin gecikme sayılarını haasız bir şekilde belirlemek gerekmekedir. Modelin derecesinin seçiminde en çok olabilirlik yönemi her zaman model için olabilecek en büyük dereceyi seçmekedir. Dolayısıyla, bu yönem ile derece seçimi haalı sonuçlara neden olmakadır. Bu önemli soruna bir çözüm geirebilmek için Akaike gibi birçok isaisikçi 1960'lı yıllardan günümüze kadar özellikle yeni modeller önerildikçe, bu konu üzerinde durmuşlardır (Kadılar, 2000:51-52). Bu bölümde kullanılan Akaike Bilgi Krieri yöneminde farklı sayıda paramereye sahip olan farklı modeller arasından seçim yapılmakadır. Bu yönem, her bir modelin ayrı ayrı en çok olabilirlik fonksiyonunu bulup olabilirlik fonksiyonunun değeri en büyük olan modeli en uygun model olarak seçmekedir. Modelin doğru seçimi konusunda ayrıca AIC, SC, FPE gibi yönemler de gelişirilmişir. Tablo 1. Genişleilmiş Dickey-Fuller Tesi ve Phillips-Perron Tesi sonuçlarını gösermekedir. Değişkenlerin küçük harflerle yazılmış olması onların logarimik değer olduklarını ve önlerinde yer alan Δ işarei fark alın-

12 12 Şenay SARAÇ dığını ifade emekedir. Gecikme sayıları Akaike Bilgi Krierine göre belirlenmişir. Değişkenlerin logarimik değerlerinin seviye iibariyle gerek sabili gerek sabi ve rendli hesaplanan ADF ve PP es isaisikleri incelendiğinde bu isaisiklerin mulak değerleri MacKinnon (1991) değerlerinden küçük çıkmışır. Bu nedenle serilerin durağan olmadıkları yani birim köklerinin varolduğu anlaşılmakadır. Seviye iibariyle durağan olmadıkları anlaşılan serilerin birinci farkları alınarak ADF ve PP es isaisikleri ile MacKinnon (1991) kriik değerleri karşılaşırılmış ve üm değişkenlerin mulak değerleri MacKinnon (1991) değerlerinden büyük çıkığı için serilerin Fark Durağan I(1) olduğu anlaşılmışır.

13 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi 13 Tablo 1. Reel Para Talebi ve Enflasyon Oranı Serilerinin Birim Kök Tesleri Tes Sabili Sabi ve Trendli cpi ADF PP Δcpi ADF -4,74* -5,25* PP -8,45* -8,61* wpi ADF PP Δwpi ADF -8,19* -5,62* PP -8,11* -8,20* m1-cpi ADF PP Δ(m1-cpi) ADF -7,46* -8,08* PP -14,19* -14,20* m1-wpi ADF PP Δ(m1-wpi) ADF -7,14* -7,25* PP -14,02* -14,02* m2-cpi ADF PP Δ(m2-cpi) ADF -8,88* -6,87* PP -9,72* -9,72* m2-wpi ADF PP Δ(m2-wpi) ADF -7,03* -7,06* PP -10,05* -10,04* m2y-cpi ADF PP Δ(m2y-cpi) ADF -8.56* -8.55* PP -8.99* -8.97* m2y-wpi ADF PP Δ(m2y-wpi) ADF -6.93* -6.91* PP -8.80* -8.78* Kriik değerler %1-3,46 %1-4,00 %5-2,87 %5-3,43 %10-2,57 %10-3,14 No: * serilerin %1 düzeyinde anlamlı olduğunu gösermekedir. Tablo 2 de regresyon denklemlerinin En Küçük Kareler (EKK) yönemi ile elde edilen değerleri verilmekedir.

14 14 Şenay SARAÇ Tablo 2. Cagan ın Para Talebi Denklemlerin Regresyon Analizi Sonuçları Sabi Δ(m1- cpi) (8.331) Δ(m1- wpi) Δ(m2- cpi) (11.882) Δ(m2- wpi)* Δ(m2ycpi)* (6.654) Δ(m2ywpi) Δcpi Sabi (9.532) (8.818) (9.082) (8. 871) (7.812) (8.966) Δwpi İsaisikler: (10.108) (9.733) (10.803) Düzelilmiş R Durbin-Wason F-İsasiği Whie Tesi Gözlem Sayısı Nolar: Tüm denklemlerdeki ookorelasyon problemi AR(1) yönemiyle çözülmüşür. Paranez içindeki değerler -isaisiklerini gösermekedir. Whie Tesi, Whie (1980) ın değişen varyans esidir (kriik değer: 2 χ 0.05,2 değişen varyans problemi Whie (1980) ın yönemiyle çözülmüşür. = 5.99). * Regresyondaki Modelin regresyon analizinde α nın işareinin üm modellerde eksi (-) ve isaisiksel olarak anlamlı çıkması reel para alebi ile enflasyon arasında negaif yönlü bir ilişki olduğunu gösermekedir. Bu regresyonlar reel para alebi ile enflasyon ilişkisi açısından değerlendirildiğinde denklemler arasında en güçlü ilişkiyi veren regresyon denkleminin M1 ile CPI değişkenlerinin yer aldığı (3.6) numaralı eşilikir. α= olması enflasyonda meydana gelen %1 lik değişmenin para alebinde ers yönde %1,09 luk değişmeye neden olduğunu gösermekedir. En zayıf ilişki ise M2y ile WPI değişkenlerinin yer aldığı (3.11) numaralı eşilikir. Burada enflasyondaki %1 lik değişme para alebinde ers yönde % 0.5 lik değişmeye neden olmakadır. (3.11) numaralı denklemde reel para alebinin enflasyon üzerine ekisi düşük çıkmış ama isaisiksel olarak herhangi bir anlamsızlık oraya çıkmamışır.

15 SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araşırmalar Dergisi 15 Bu da Cagan ın para alebi modelinin Türkiye de 1987: :12 dönemi için geçerli olduğu, beklenen enflasyonun reel para alebini ekilediği anlamına gelmekedir. 4. Sonuç Cagan ın modeline göre, para alebi enflasyonu belirleyen bir değişken olarak ele alınmış, bunu ekileyen ek değişkenin beklenen enflasyon oranları olduğu ileri sürülmüşür. Cagan a göre, para alebi ile enflasyonis bekleyişler arasında ers yönlü ilişki vardır. Enflasyonis beklenilerin arması bireylerin elde para umakan kaçındıkları için harcamalarını arırmaka bu da enflasyonu hızlandırmakadır. Bu yaklaşım, Türkiye için 3 farklı para arzı anımı ve 2 farklı fiyalar genel seviyesi değişkeni kullanılarak 6 farklı şekilde es edilmişir. Yukarıda ifade edildiği gibi beklenilerin para alebi üzerinde dolayısıyla da enflasyon üzerinde güçlü ekilere sahip olduğu bulunmuşur. En güçlü ilişkiyi veren para alebi denkleminin M1 ile TÜFE değişkenlerinin yer aldığı denklem olması para arzı anımlarından dar anımlı para arzı M1 in Türkiye de enflasyonu açıklamada kullanılan diğer anımlara göre daha ekin olduğunu oraya koymakadır. Kaynaklar Aghevli, B. B. ve Khan M. S. (1978), Govermen Deficis and he Inflaionary Process in Developing Counries, IMF Saff Papers, ss Akdiş, M. (1996), Para Poliikalarının Ekonomik İsikrar Üzerindeki Ekileri Ve Türkiye, Afyon: Afyon Kocaepe Üniversiesi Yayını. Chrisev, A. (2005), The Hyperinflaion Model of Money Demand (or Cagan Revisied): Some Empirical Evidence from he 1990s, CERT Discussion Paper 2005/07. Eruğrul, A. (1982), Kamu Açıkları, Para Soğu ve Enflasyon, Ankara: Yapı Kredi Bankası Yayını. Eruğrul, A. (.y), Para Teorisi, Ankara:Bilken Üniversiesi.

16 16 Şenay SARAÇ Işığıçok, E. (1994), Zaman Serilerinde Nedensellik Çözümlemesi, Bursa: Uludağ Üniversiesi Yayını. Kadılar, C. (2000), Uygulamalı Çok Değişkenli Zaman Serileri Analizi, İsanbul: Bizim Büro Basımevi. MacKinnon J. G. (1991), Esimaion and Inference in Economerics, Oxford Universiy Press. McCallum, B. T. (1989), Moneary Economics: Theory and Policy, New York: Macmillan Company. Mein, K. ve Uslu İ. (1999), Money Demand, he Cagan Model, Tesing Raional Expecaions vs Adapive Expecaions: The case of Turkey, Empirical Economics, Vol. 24: Phillips, P.C.B. ve Perron, P. (1988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, Vol. 75: Soylu, H. (1997), Türkiye de Senyoraj Gelirleri ve Kamu Açıkları, İsanbul:Sermaye Piyasası Kurulu, Yayın No:81. Whie, H. (1980), A Heeroskedasiciy-Consisen Covariance Marix and a Direc Tes for Heeroskedasiciy, Economerica, Vol. 48: