RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları

Transkript

1 RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya da arz) okuna verecei epki, sokasik okların kovaryans yapısı arafından belirlenir eklindeki ikinci argümanı, Türkiye örnei için es edilmiir. Söz konusu argümanın es edilmesinde, zaman serisi ekniklerinden yararlanılmı, kısa dönem Phillips erisi, ARIMA ve ransfer fonksiyonları kullanılarak elde edilmiir. Ele alınan dönem dönemi olup, bu yıllara ai yıllık verilerden yararlanılmıır. Elde edilen sonuçlar, bu argümanın Türkiye örnei için sadece arz okları açısından geçerli olduunu gösermiir. Çalımanın bulguları, ekonomide isikrar arayıı içerisinde olan para poliikası uygulayıcılarının, ekonomi üzerinde reel bir ekide bulunmaları için, alep oklarından ziyade arz oklarından yararlanabileceklerini gösermekedir.. GR Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezi (kısaca RBDO), makroekonomi lieraürü içerisinde giderek aran bir ilgi görmekedir [Lucas (973, 976a, 976b), Arak (977), Cover (989), Cukierman (979), Culer (989), Froyen ve Waud (980, 984, 985), Koskela ve Viren (980a, 980b), Lawrence (983), Ram (984), Yamak (994) vb.]. Bu hipoez, ekonomik isikrarı salamayı amaç edinmi para oorielerinin uygulayacakları muhemel poliikaların beklenen ekilerini es emeye yönelik iki araç sunar. Bunlar: sizlik ve konjonkürel çıkı gibi reel ekonomik deikenler yalnızca ok poliikalardan ekilenirler, ve Çıkı (ya da isizliin) alep (ya da arz) okuna verecei epki, sokasik okların kovaryans yapısı arafından belirlenir, eklinde özelenebilir. Bu çalımada, RBDO hipoezinin ikinci argümanı Türkiye örnei için es edilmiir. Çalımada, Zellner-Palm (974) ve Zellner (979) yönemleri kullanılarak Lawrence (983) arafından geliirilen es eknii kullanılmıır. Lawrence (983) es ekniinin dierlerinden ayrılan en önemli özellii, "sokasik ok" kavramı içerisinde yalnızca "alep okları"nı deil, bunun yanında "arz okları"nı da dikkae almasıdır. Niekim, RBDO hipoezinin ikinci argümanını Türkiye örnei için es eden muhelif çalımalar olmakla birlike, bu güne kadar arz oklarının da dikkae alındıı bir yaklaımda bulunulmamıır. Lawrence arafından geliirilen bu es yönemi sayesinde, hipoezin ikinci argümanı incelenirken, alep okları kadar arz okları da dikkae alınabilecekir. Tes neicesinde elde edilecek olan arz ve alep oklarının varyansları ile, enflasyonçıkı ödünleme parameresi arasında ers bir oranı beklenmekedir. Yani, arz ya da alep okları ararken (azalırken), enflasyon-çıkı ödünleme parameresi azalıyorsa (arıyorsa), argümanın geçerli olduu espi edilecekir. Aksi durumda ise, yani ok varyansları Bu çalıma, 3-6 Mayıs 999 arihleri arasında Analya da gerçekleirilen IV. Ulusal Ekonomeri Kongresi nde sunulan bildirinin gözden geçirilmi halidir. * Doç. Dr., Karadeniz Teknik Üniversiesi, BF, kisa Bölümü, Trabzon. ** Ar. Gör., Karadeniz Teknik Üniversiesi, Ünye BF, kisa Bölümü, Ordu.

2 ararken (azalırken), ödünleme parameresinin deeri de arıyorsa (azalıyorsa), argümanın geçersiz olduuna hükmedilecekir. Argümanın geçerli olduu bir durumda ise, çıkı ve/veya isizlik gibi reel deikenlere, kısa dönem için dahi olsa, ok poliikalar aracılıı ile müdahale edilebilecei söylenebilecekir. 2. EKONOMETRK METODOLOJ Argümanın es edilmesi amacıyla oluurulacak olan ekonomerik modelin emeli, Lucas (973) çıkı ve fiya denklemlerine dayanmakadır. Herhangi bir z piyasası için, Lucas (973) arafından oluurulan çıkı ve fiya denklemlerinin, arz oklarını içerecek ekilde yeniden düzenlenmesi durumunda, () ve (2) nolu denklemler elde edilecekir 2. ( Yz Yn )( λ ( ) = ( ε + Vz ) + J '( U + Ωz, + () + [ Pz + Yn ]( λ( ) = ( λ( ) N J '( + U + ψ ( ( λ( ) ε + λ( L V z Ω Burada; (Y z Y n ), z piyasası için rendden arındırılmı üreim serisini; ε, ekonomi geneli parasal okları; V z, z piyasası için alep oklarını; U, ekonomi geneli arz oklarını; P z, z piyasası fiyalar genel düzeyini; N poliika deikenini (örnein, M2) ve Ω z de denklemlerin haa erimlerini gösermekedir. γ ve θ yapısal paramereler olup, ( gecikme operaörünü emsil emekedir. () ve (2) nolu denklemlerin büün z piyasalarını kapsayacak ekilde, yani ekonominin amamını yansıacak ekilde yeniden düzenlenmesi durumunda ise, (3) ve (4) nolu denklemler elde edilecekir. ( Y Yn )( ( J '( U, λ = ε + + (3) ( P + Yn )( λ( = ( λ( N J' ( U + ψ ( ( λ( ) ε Lawrence (983) es yöneminin emeli, farklı periyolar için θ parameresinin ahmin edilmesine dayanmakadır. (3) nolu denklem, bu amaçla kullanılabilir gibi görünse de, bu modelin çözümlenmesi ile elde edilen sonuçlardan, oplam arz ve oplam alep oklarına ilikin bir bilginin elde edilemeyecei açıkır. Zira, söz konusu denklem, için anımlı deildir. Ancak Lawrence (983), (3) nolu denklemden üreilecek olan bir ransfer fonksiyonunun bu sorunu giderebileceini belirmiir. Dısal oplam alep okları kullanılarak üreilecek olan ransfer fonksiyonunun elde edilii aaıda göserilmiir.. C( ( N = D( ε (5) z. (2) (4) 2 Denklemin üreilmesi için bkz: Lawrence (983)

3 burada; N, anındaki oplam alebi ve ε de oplam alep okunu gösermekedir. ψ ( L ) = D( / C( olduu kabul edilirse, (5) nolu denklem (6) nolu denklem halini alır, N ε = ψ ( (. (6) ulaılan (6) nolu denklemin (3) nolu denklemde yerine konulması ile, (7) nolu çıkı ransfer fonksiyonu denklemi elde edilmi olacakır. ( Y Yn )( ( L )) J' ( L ) U = ε + + λ (7) (7) nolu denklem, (6) nolu kısı alında maksimum olabilirlik ahmin yönemi ile ahmin edilebilir görünmekedir. (6) ve (7) nolu denklemleri e-anlı olarak ahmin edebilen bir bilgisayar yazılımı olmadıı için, Lawrence, iki aamalı bir ahmin yönemi kullanmıır. Ilk olarak, (6) nolu denklemdeki oplam alep okları, ARIMA modelleri yardımıyla ahmin edilmi ve (7) nolu denklemde yerine konulmuur. Lawrence, bu ahmin yöneminin küçük örnek büyüklükleri için asimpoik olarak yansız olduunu belirmiir. 3. VER SET VE ÇÖZÜM SONUÇLARI RBDO hipoezinin zaman serisi araçları ile esinin en sık kullanılan ekli, ele alınan periyodun herhangi bir krier ile ikiye bölünmesi ve ikiye bölünmü periyodlar arasında karılaırma yapılması yönemidir. Bu çalımada ele alınan dönemi, RBDO hipoezinin ikinci argümanına uygunluk salaması açısından, logarimik TEFE serisinin harekeli varyanslarının farklı seyirler izledii iki al dönemin ele alınması eklinde ikiye bölünmüür. Al periyoların belirlenmesinde, beklenmeyen fiya deimelerinin (fiya oklarının) dikkae alınması gerekmekle birlike, böyle bir zaman serisinin olmayıı nedeniyle, yakınsak bir deer olan logarimik TEFE nin birinci devresel farklarının harekeli varyansları kullanılmıır. Çalımada kullanılan TEFE serisi, DE nin saisik Gösergeler adlı yayınından derlenmiir. Logarimik TEFE nin birinci devresel farkları yakınsak enflasyon rakamları olarak kabul edilmiir 3. Elde edilen enflasyon rakamlarının harekeli varyanslarının grafii üzerinden, görsel olarak, enflasyon deikenliinin farklı seyirler izledii iki al dönem espi edilmi ve dönüüm yılı olarak 975 yılı belirlenmiir. Logarimik TEFE serisinin birinci devresel farklarının harekeli varyanslarına ilikin serinin seyri ve dönüüm yılı ekil de göserilmiir. 3 π = log TEFE = log TEFE log TEFE

4 Harekeli Varyanslar 0,009 ekil : DLTEFE Serisinin Harekeli Varyansları 0,008 0,007 0,006 0,005 0,004 0,003 0,002 0, Yıllar ekil den de görüldüü üzere, DLTEFE serisinin harekeli varyansları, yani enflasyon deikenlii, 975 yılı öncesi ile 975 yılı sonrası arasında çarpıcı bir ekilde farklılık gösermekedir. Birinci periyod için hesaplanan enflasyon deikenlii rendi, ikinci periyod için hesaplanan enflasyon deikenlii rend denklemi ile yaklaık olarak aynı eime sahip gibi görünse de birinci periyodun deikenliinin ikinci periyoda göre daha düük olduu açıkır. Dolayısıyla, ikinci periyodun enflasyon deikenliinin daha yüksek olduu ve bu yüzden de ahmin edilmesinin güçleii, baka bir ifade ile, ok enflasyon olasılıının arıı bir dönem olduu söylenebilir. Bu durumda, çalımanın öngörülerinden biri, ikinci periyod için alep oklarının daha yüksek olduu ve yine ikinci periyod için hesaplanan ödünleme parameresinin birinci periyod için hesaplanan ödünleme parameresinden daha büyük olması gerekii eklinde oluurulabilir. Ele alınan büün periyodun iki al döneme ayrılmasından sonra, her iki al periyod için (7) nolu ransfer fonksiyonunun ahmin edilmiir. (7) nolu denklemde ε ile göserilen parasal okların ahmin edilmesinde, logarimik M2 serisinin her iki al dönem için oluurulan ARIMA modellerine koulması sonucunda elde edilen haa erimlerinin kullanılması yolu izlenmiir. Birinci ve ikinci periyod için oluurulan ARIMA modellerinin sonuçları Tablo de özelenmiir.

5 Tablo : Parasal okların Tahmini çin I. Ve II. Periyod ARIMA Modelleri I. periyod N = 24 ( ) (N -N - ) = ε S. E. = (0.203) (0.0000) Ljung-Box Q-saisikleri Q(8) =.024 (0.05) Q(6) = (0.933) II. periyod N = 20 (-0.933) (N -N - ) = (+.4497) ε S. E. = (0.0003) (0.4698) (0.0257) Ljung-Box Q-saisii Q(8) = (0.734) Q(6) = (0.3256) No: Paranez içindeki deerler, ilgili isaisiklerin anlamlılıklarını gösermekedir. (7) nolu denklemdeki ε deerlerinin elde edilmesinden sonra, yine (7) nolu denklemdeki ok Çıkı Düzeyi deikeninin (Y -Y n ) elde edilmesi gereklilii oraya çıkmakadır. Bu serinin elde edilmesinde, yıllık Reel Gayri Safi Milli Hasıla nın rendden arındırılması prosedürü uygulanmıır. Bu ilem için, Reel Gayri Safi Milli Hasıla deikeni, rend ve sabien oluan bir regresyon üzerine koulmu ve regresyon denkleminden elde edilen haa erimleri, rendden arındırılmı çıkı deikeni olarak kabul edilmiir. Bu regresyon denkleminin ahmin deerleri Tablo 2 de özelenmiir. Tablo 2: Trendden Arındırılmı Çıkı Düzeyinin Belirlenmesi çin Oluurulan Regresyon Denkleminin Tahmin Deerleri Deiken Kasayı -isaisii Sabi a Trend a Düzelilmi R 2 = 0.96 a F (, 45) = a a : saisiksel Olarak % Düzeyinde Anlamlı Parasal okların ve rendden arındırılmı üreim serisinin üreilmesinin ardından, ilgili deikenler her iki dönem için ayrı ayrı oluurulan ransfer denklemlerinde yerlerine konulmu ve (7) nolu denklem ahmin edilmiir. Tahmin sonuçları Tablo 3 de özelenmiir.

6 Tablo 3: Transfer Fonksiyonları Aracılıı le Kısa Dönem Phillips Erisinin Tahmini I. periyod N = 23 (Y -Y n ) = 0.52 ε + ( L L 8 ) U S.E.= (0.420) (0.2454) (0.324) R 2 = 0.75 Ljung-Box Q-saisikleri Q(8) = (0.3955) Q(6) = (0.709) II. periyod N = 7 ( ) (Y -Y n ) = ε + U S.E.= (0.405) (0.0000) R 2 = 0.99 Ljung-Box Q-saisikleri Q(8) = (0.48) Q(6) = (0.070) No: Paranez içindeki deerler ilgili paramerenin anlamlılık düzeyini gösermekedir. Tablo 3 de özelenen ransfer fonksiyonları çözüm sonuçları arasından amaca yönelik paramere ahminlerinin alınıp ayrı bir abloda göserilmesi sonucunda Tablo 4 oraya çıkmıır. Tablo 4 de, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin ikinci argümanını es emeye yönelik gerekli ahminler özelenmiir. Tablo 4: RBDO Hipoezinin kinci Argümanının Tesi Kısa Dönem Ödünleme Parameresi Kasayı. Periyod ( ) 2. Periyod ( ) 3. SONUÇ Arz okunun Varyansı a 2 σ u Talep okunun Varyansı b 2 σ ε No: Paranez içindeki rakamlar ilgili deerlerin anlamlılık düzeylerini gösermekedir. a: Tahminin sandar haası ile ve b: ε parameresinin sandar haası ile bulunmuur Tablo 4 de göserilen öze sonuçlar, arz oklarının armasıyla birlike kısa dönem enflasyon-çıkı ödünleme parameresinin deerindeki azalıa iare emekedir. Bu da, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya da arz) okuna verecei epki, sokasik okların kovaryans yapısı arafından belirlenecekir eklindeki RBDO hipoezinin ikinci argümanının Türkiye örnei için sadece arz okları açısından geçerli olduunu, alep oklarının ekonomi üzerinde reel bir eki yaramadıını kanılamakadır. Bu durumda, isikrar poliikaları ile ekonomiye yön verme kaygısında olan poliika uygulayıcılarının, alep yönlü ok poliikalardan ziyade, arz yönlü ok poliikalar kullanmalarının daha uarlı sonuçlar oraya çıkaracaını gösermekedir.

7 4. KAYNAKÇA Arak, M., (977) Some Inernaional Evidence on Oupu-Inflaion Tradeoffs: Commen, The American Economic Review, 67, pp: Cover, J. P., (989) Inernaional Evidence on Oupu-Inflaion Tradeoffs: Resul from a Covariance-Bounds Tes, Journal of Macroeconomics,, pp: Cukierman, A., (979) The Relaionship beween Relaive Prices and he General Price Level: A Suggesed Inerpreaion, The American Economic Review, 69, pp: Culer, H., (989) Aggregae Supply and Demand Disurbances and he Business Cycle, Journal of Macroeconomics,, pp: Froyen, R. T. And Waud, N. R., (980) Furher Inernaional Evidence on Oupu-Inflaion Tradeoffs, The American Economic Review, 70, pp: Froyen, R. T. And Waud, N. R., (984) The Changing Relaionship beween Aggregae Price and Oupu: The Briish Experience, Economica, 5, pp: Froyen, R. T. And Waud, N. R., (985) Demand Variabiliy, Supply Shocks and he Oupu-Inflaion Tradeoffs, The Review of Economics and Saisics, 67, pp: 9-5. Koskela, E. Ve Viren, M., (980a) New Inernaional Evidence on Oupu-Inflaion Tradeoffs: A Noe, Economic Leers, 6, pp: Koskela, E. Ve Viren, M., (980b) The Variance Hypohesis on he Oupu-Inflaion Tradeoff: Evidence from Scandinavian, Scandinavian Journal of Economics, 0, pp: Lawrence, C., (983) Raional Expecaions, Supply Shocks and he Sabiliy of he Inflaion-Oupu Tradeoff: Some Time Series Evidence for he Unied Kingdom , Journal of Moneary Economics,, pp: Lucas, R. E., (973) Some Inernaional Evidence on Oupu-Inflaion Tradeoffs, The American Economic Review, 63, pp: Lucas, R. E., (976) Erraa-Some Inernaional Evidence on Oupu-Inflaion Tradeoffs, The American Economic Review, 66, p: 985. Lucas, R. E., (976) Economeric Policy Evaluaion: A Criique, in Karl Brunner and Allan H. Melzer (eds), The Phillips Curve and Labor Markes, Norh Holland Publishing Co., pp: Ram, R., (984) Furher Inernaional Evidence on Inflaion-Oupu Trade-Offs, Canadian Journal of Economics, 7, pp: Yamak, R., (994) Furher Inra-Counry Evidence on he Lucas Variabiliy Hypohesis, Souhwesern Economic Proceedings, Souh Wesern Sociey of Economics, pp: Zellner, A., (979) A Saisical Analysis of Economeric Models, Journal of American Saisical Associaion, 74, pp: Zellner, A. And Palm, (974) Time Series Analysis and Simulaneous Equaions Models, Journal of Economerics, 2, pp: 7-24.