Döviz kuru ve ithalat fiyatlarının yurt içi fiyatlara etkisi +

Transkript

1 Döviz kuru ve ihala fiyalarının yur içi fiyalara ekisi + Hakan Kara ve Fehi Öğünç ++ Mar, 2012 Öze. Bu çalışma, vekör öz gecikmeli (vecor auoregression-var) modeller kullanarak Türkiye de döviz kuru ve ihala fiyalarının çekirdek ükeici fiyaları (işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün hariç TÜFE) üzerindeki ekisini (geçişkenlik ekisi) incelemekedir dönemi için farklı modellerle yapılan ahminler, geçişkenliğin bir yıllık zaman diliminde her iki değişken için de oralama yüzde 15 civarında olduğuna işare emekedir. Bulgular bu anlamda ükeici fiya dinamikleri üzerinde ihala fiya geçişkenliğinin döviz kuru geçişkenliği kadar önemli olduğunu belirmekedir. Ayrıca, gerek VAR sonuçları gerekse zaman içinde değişen paramere modeli ile elde edilen sonuçlar, döviz kuru ile ükeici fiyaları arasındaki ilişkinin azalmaya devam eiğini gösermekedir. Anahar Kelimeler: Geçişkenlik, Enflasyon, Döviz kuru, İhala fiyaı, Türkiye JEL Sınıflaması: C32, E31, F31 Absrac. Pass-hrough from exchange raes and impor prices o domesic prices We analyze he pass-hrough effec from exchange raes and impor prices o core consumer prices (CPI excluding unprocessed food and alcoholic beverages-obacco) in Turkey using several Vecor Auoregression (VAR) models. Esimaes hrough period sugges ha one year pass-hrough is around 15 percen for boh variables. Our findings poin ou ha impor price pass-hrough is as imporan as he exchange rae passhrough on consumer price dynamics in Turkey. Moreover, he resuls of boh he VAR and ime varying parameer models indicae ha he exchange rae pass-hrough has been weakening hrough ime. Keywords: Pass-hrough, Inflaion, Exchange rae, Impor price, Turkey JEL Classificaion: C32, E31, F31 + Çalışmada sunulan değerlendirmeler amamıyla yazarlara aiir; TCMB nin resmi görüşleri olarak yorumlanmamalıdır. Değerli kakılarından dolayı çalışmanın hakemine, Harun Alp ve Soner Başkaya ya eşekkürlerimizi sunarız. ++ E-posa: Hakan.Kara@cmb.gov.r, Fehi.Ogunc@cmb.gov.r, Adres: Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası, Araşırma ve Para Poliikası Genel Müdürlüğü, İsiklal Caddesi No: 10, Ankara, Türkiye. 1

2 1. Giriş Döviz kurunda ya da ihala fiyalarında gözlenen harekeler enflasyon hedeflemesi uygulayan küçük ve açık ekonomilerde kısa vadeli enflasyon dinamiklerini belirleyen ana unsurlar arasında yer almakadır. Söz konusu harekelerin enflasyon üzerindeki kısa ve ora vadeli ekilerinin anlaşılması para poliikası uygulamaları açısından büyük önem arz emekedir. Türkiye ekonomisine dair döviz kuru ve ihala fiyalarından enflasyona geçiş ekisini inceleyen çalışmalar mevcu olmakla birlike, bu çalışmalarda genelde ek bir yönem veya modele ai bulguların sunulduğu, alernaif değişkenlerin kullanıldığı farklı modellerin bir arada incelenmediği görülmekedir. Bu da çalışmaların sonuçlarının kullanılan model ve değişkenlere ne kadar duyarlı olduğu sorusunu gündeme geirmekedir. Bu makale, geçişkenlik ekisini analiz ederken birçok farklı vekör öz gecikmeli (vecor auoregression- VAR) model ve buna bağlı olarak farklı değişkenler kullanmaka, döviz kurunun anımına ve ihala fiyaları ile ekileşimine bağlı olarak sonuçların nasıl değişiğini de oraya koymakadır. İkisadi yazında bu konuda yazılan makaleler kabaca iki grupa sınıflandırılabilmekedir: (i) döviz kurunun fiyalar üzerindeki ekisini belirleyen fakörleri inceleyen çalışmalar, (ii) geçişkenliğin büyüklüğünü ve boyuunu inceleyen çalışmalar. İlk grupaki çalışmalara göre geçişkenliğin başlıca belirleyicileri arasında piyasa yoğunlaşması (marke concenraion), ihala penerasyonu (Feinberg, 1986;1989), oplam alep belirsizliği, döviz kuru oynaklığı (Mann,1986) enflasyonis oram (enflasyonun seviyesi), fiya kaılığının derecesi (Taylor, 2000; Choudhri ve Hakura, 2006; Devereux ve Yeman, 2010), dağıım kanallarının yapısı, ihal malların (daha düşük kalieli yerli mallarla) ikame edilebilirliği (Bursein, Eichenbaum ve Rebelo, 2002), para poliikası uygulamasında enflasyon hedeflemesine geçiş, parasal birliğe üyelik (Saiki, 2004; Saiki, 2011), enflasyonun oynaklığı (isikrarlı olup olmadığı), gözlenen para poliikası davranışı (Gagnon ve Ihrig, 2004), kişi başı gelir, ikili mesafeler, gümrük vergileri, ekonomilerin büyüklüğü, ücreler, uzun dönem enflasyon ve uzun dönem döviz kuru oynaklığı (Frankel, Parsley ve Wei, 2005), dağıım marjları, ihal girdilerin icaree konu olan ve olmayan malların üreimindeki rolü (Campa ve Goldberg, 2006) gibi fakörler gelmekedir. İkinci grupaki çalışmalar geçişkenliğin boyuu ve süresi üzerinedir. Bu konuda McCarhy (2000) arafından önerilen VAR modeli yaklaşımı öncü bir rol oynamışır. Bu çalışmayla 2

3 birlike döviz kurundan fiyalara geçiş ekisini VAR yönemi ile ahmin eden çalışmaların sayısında belirgin bir arış kaydedilmişir (Örneğin, Hahn, 2003; Belaisch, 2003; Faruqee, 2006; Ca Zorzi, Hahn ve Sánchez, 2007; Io ve Sao, 2008). Söz konusu eknik, Türkiye de de döviz kurundan fiyalara geçiş ekisini ahmin eden çalışmalarda yaygın olarak kullanılmışır. Leigh ve Rossi (2002) bu modeli Türkiye ye uyarlayan ilk çalışma olurken, Ara (2003), Arbalı (2003), Kara ve Öğünç (2008), Yüncüler (2009) ve Damar (2010) bunu izleyen diğer çalışmalar arasında göserilebilir. 1 Yazındaki Türkiye ile ilgili çalışmalar genelde $/TL kurundan yur içi fiyalara geçişkenlik ekisini incelemekedir. Bu çalışma ise söz konusu döviz kuru anımına ek olarak döviz kuru sepei ve Türk lirası cinsinden ihala fiyaları gibi diğer anımların da geçiş ekilerine yer vermekedir. 2 Ayrıca, yazından farklı olarak emel bir model ve değişken seinden hareke emek yerine farklı değişkenleri (değişken ve kur anımlarını) içeren birden fazla VAR modelinden elde edilen sonuçlar bir arada sunulmaka ve bu yolla geçişkenlik ahminlerinin kullanılan değişkenlere duyarlılığı da incelenmiş olmakadır. Çalışmanın yazına yapığı bir diğer kakı ise geçişkenlik ekisinin zaman içindeki gelişimine dair bulguları alernaif modeller kullanarak sunmasıdır. Çalışmada döviz kurundaki ve ihala fiyalarındaki değişimin emel (çekirdek) ükeici enflasyonunu nasıl ekilediği sorusuna cevap aranmakadır. 3 Konuya ilişkin çalışmaların büyük bölümü ve kamuoyundaki arışmalar genelde döviz kuru geçişkenliğine odaklanmakadır. Ancak, Türkiye gibi küçük ve açık bir ekonomide, enflasyon dinamikleri açısından döviz kuru geçişkenliği kadar üzerinde durulması gereken bir diğer konu yabancı para cinsinden ihala fiya geçişkenliğidir. 4 Türkiye de özellikle imala seköründe ihal girdi kullanımındaki aran yoğunluk göz önüne alındığında (Saygılı, Cihan, Yalçın ve Hamsici, 1 Anılan çalışmalara ek olarak Çaık ve Güçlü (2012) Markov rejim geçiş VAR (MS-VAR) modeli ile döviz kurundan yur içi fiyalara geçiş ekisini incelemişir. Çalışmada Taylor (2000) arafından öne sürülen düşük enflasyon oramının kendisinin geçişkenliği düşürdüğü hipoezinin Türkiye için ampirik olarak deseklendiği bulgusuna ulaşılmışır. VAR model yaklaşımı dışında Alper (2003) geçişkenlik ekisini haa düzelme modeli kullanarak incelerken, Kara, Küçük-Tuğer, Özlale, Tuğer ve Yücel (2007) yönem olarak zaman içerisinde değişen paramere modelini benimsemişir. 2 Çalışmada kullanılan diğer değişkenler yazında geçiş ekisini VAR yönemi ile ahmin eden çalışmalarla genelde benzerdir. Öne çıkan bazı farklılıklar ise şu şekilde özelenebilir: yazında alep şokları genelde imala sanayi üreimi ya da kapasie kullanım oranı dinamikleri üzerinden özdeşleşirilirken, bu çalışmada Kara ve Öğünç (2008) e paralel olarak (imala sanayi gibi belli bir sekörden ziyade) oplam ekonomi genelindeki alep gelişmelerinin ekisini yansıan çıkı açığı değişkeni kullanılmışır. Ayrıca, analizlerde doğrudan ükeici fiyalarını kullanmak yerine, ikisadi açıdan bilgi değeri zengin ve ükeici fiya endeksini emsil eme yeeneği yüksek bir emel enflasyon gösergesi (işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün hariç TÜFE) ercih edilmişir. 3 Döviz kuru geçişkenliği gelişmiş ekonomilere yönelik çalışmalarda daha çok döviz kurundaki yüzde değişimin yerli para cinsinden ihala fiyalarında neden olduğu değişim olarak anımlanmakadır. Ancak, Türkiye de dâhil olmak üzere gelişmeke olan ülkelerde geçişkenlik erimi daha ziyade döviz kurundaki değişimin yur içi fiyalar üzerinde oluşurduğu ekiyi ifade emek amacıyla kullanılmakadır. Bu çalışma da geçişkenlik için bu anımı esas almaka, döviz kuru ve yabancı para cinsinden ihala fiyalarındaki yüzde değişimin emel ükeici fiyaları gösergesinde ne kadarlık bir değişime neden olduğu sorusuna cevap aramakadır. 4 Karadaş ve ark. (2008) göre imala sanayi firmalarının esas faaliye giderlerinin kompozisyonunda, ihal hammadde ve malzeme giderleri oralama yüzde 36,1 ile en yüksek paya sahipir. Bunu oralama yüzde 32,6 ile yerli hammadde ve malzeme giderleri izlemeke, oplam iş gücü giderlerinin ise yüzde 11,6 oranında bir paya sahip olduğu belirilmekedir. 3

4 2010; Aydın, Saygılı, Saygılı ve Yılmaz, 2010), fiya dinamiklerine yönelik olarak yapılan analizlerde ihala fiyalarındaki gelişmelerin yur içi fiyalara olan ekileri de büyük önem arz emekedir Yönem ve Model Yaklaşımı Bu makalede, fiyalara geçiş ekisini ahmin edilirken yazında sıklıkla kullanılan ve McCarhy (2000) arafından önerilen VAR modeli yaklaşımı esas alınmışır. Geçişkenliğin hızı ve süresine ilişkin bulgular eki-epki fonksiyonu sonuçlarından üreilmekedir. Kullanılan yönem büyük ölçüde Kara ve Öğünç (2008) çalışmasında ele alınan çerçeveye dayanmakadır. 6 Ancak, Kara ve Öğünç (2008) ve yazındaki diğer çalışmalardan farklı olarak, farklı değişkenleri içeren birden fazla model ele alınmaka ve alernaif VAR modelinden elde edilen geçişkenlik ahminleri bir arada sunulmakadır. Döviz kuru ve ihala fiyalarındaki dalgalanmaların yur içi fiyalara geçişini incelemek üzere Mar 2002-Haziran 2011 dönemi için aylık frekansa yedi farklı VAR modeli ahmin edilmişir. Daha sonra eki-epki analizi ile üreim zinciri boyunca farklı aşamalardaki geçişkenlik ekisi incelenmişir. Modellerin emel özdeşleşirme (idenificaion) yapısının b m p c anlaşılması amacıyla en geniş model [Model 7: ( y, e,,,, i )] için emel yapı şu şekilde özelenebilir: ( ) d y E 1 y (1) e E ( e ) a (2) b b d e 1 1 E ( ) b b (3) m m d e m E ( ) c c c (4) p p d e m p E ( ) d d d d (5) c c d e m p c i E ( i ) f f f f f (6) d e m p c mp Saygılı ve ark. (2010) girdi-çıkı ablolarını kullanarak imala sanayi için üreimin dolaylı ve dolaysız ihala gereği kasayısını hesaplamışır. Bulgulara göre anılan kasayı 1979 yılında yüzde 11,6 seviyesindeyken, 1990 yılında yüzde 20,9 a, 1998 yılında yüzde 22,2 ye ve 2002 yılında ise yüzde 26,7 değerine yükselmişir. Çalışmanın bulguları Türkiye ekonomisinin genelinde ve imala sanayinde üreimin ihalaa olan bağımlılığının ora-uzun dönemli bir arış eğilimi sergilediğini gösermekedir. 6 Kara ve Öğünç (2008) çalışması döviz kurundan fiyalara olan geçiş ekisini enflasyon hedeflemesi öncesi ve sonrası dönem özelinde incelemekedir. Enflasyon hedeflemesi öncesi dönem Şuba 1995-Nisan 2001 arasını kapsarken, sonrası dönem Mayıs 2001-Eylül 2004 periyodunu kapsamakadır. Tahmin edilen emel VAR modeli; çıkı açığı, Türk lirası cinsinden ihala fiyaları enflasyonu, özel imala sanayi ve çekirdek ükeici fiyaları enflasyonu değişkenlerini içermekedir. 4

5 Burada y çıkı açığını, döviz kuru sepeindeki değişimi, i göserge faiz oranının b e m p c farkını, ve ise sırasıyla ABD doları cinsinden ihala fiya, imala sanayi ve ükeici fiya gösergelerinin enflasyonunu ifade emekedir. 7 orogonal yapısal şokları belirmekedir. 1( ) ilgili değişkenin -1 döneminin sonunda var olan bilgiye dayalı olarak E oluşurulan beklenisini kasemeke ve modelde anılan beklenilerin sisemde yer alan değişkenlerin gecikmeli değerlerinin lineer projeksiyonuyla yakalanabildiği varsayılmakadır. Model üçgen-nedensellik sisemi içermeke, üreim zinciri boyunca farklı aşamalardaki fiyalamaya yer vermekedir. Böylelikle bir şokun edarik zincirinin herhangi bir aşamasında diğerine ne kadar yansıdığına ilişkin bilgi sunmakadır. Modeli indirgenmiş formdaki kalınılar ( u ) ve yapısal şoklar cinsinden aşağıdaki gibi yazmak mümkündür: Au B, E[ u u ] (7) Burada A marisi birim maris olup, B marisi indirgenmiş formdaki kalınıların varyanskovaryans marisinin ( ) Cholesky ayrışırmasıyla elde edilmekedir. (1)-(6) numaralı denklemlerden de görüleceği üzere bu yapı çerçevesinde bazı yapısal şoklar bazı değişkenleri eşanlı olarak ekileyememeke, bu duruma değişkenlerin sıralamasıyla karar verilmekedir. Bu kapsamda, modelde kullanılan değişkenler şokları anımlamakaki sıralamasıyla çıkı açığı, döviz kuru, ihala fiyaları (ABD doları bazında), imala sanayi fiyaları, çekirdek ükeici fiya gösergesi (işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün hariç TÜFE) ve nominal göserge faiz şeklinde alınmışır. 8 Buna göre, alep şoku doğrudan çıkı açığı dinamikleri üzerinden özdeşleşirilmekedir. İhala fiya enflasyonu şoku ise alep ve döviz kuru şokunun eşanlı ekisine izin verilerek ihala fiya enflasyonu dinamikleri üzerinden özdeşleşirilmekedir. Bunu edarik zincirinin farklı aşamalarındaki enflasyon oranları izlemekedir. İmala sanayi enflasyonu eşanlı olarak alep, döviz kuru ve ihala fiyaları şokuna epki verirken, ükeici enflasyonu anılan şoklara ek olarak üreici fiya şoklarına da epki vermekedir. Son denklem nominal göserge faizlerdeki değişimi gösermeke, buna göre nominal faizlerin alep, döviz 7 Durağan olmayan değişkenlerin eşbüünleşik (coinegraed) olup olmadıklarını görmeye yönelik, Engle-Granger ve Phillips-Ouliaris eşbüünleşme esleri yapılmış ve anlamlı bir eşbüünleşme olmadığı görülmüşür. Ayrıca örneklemin kısa olmasının sağlıklı bir eşbüünleşme analizi yapılmasına imkân anımadığı belirilmelidir. Sonuç olarak, çalışmada durağan bir VAR modeli elde emek üzere değişkenlerin birim kök özellikleri göz önüne alınarak durağan formları kullanılmışır. Bu bağlamda modellerde seviye olarak durağan olmayan değişkenlerden döviz kuru sepei, ihala, imala ve emel ükeici fiyaları için aylık değişim oranları kullanılırken, durağan olmayan bir diğer değişken olan göserge faiz oranı için ilgili değişkenin farkı (faizin bir gecikmeli değerinden farkı) alınmışır. 8 Olası bir modellemede son üç değişkenin sıralaması görece genel kabul görürken, çıkı açığı, döviz kuru ve ihala fiyalarının modele hangi sıralama ile dâhil edileceği arışma konusu olabilmekedir. Ancak, modelin aylık olarak ahmin edilmesi üç aylık modele kıyasla eşanlı ekileri (değişken sıralamasını) daha az arışmalı bir hale geirmekedir. Modelde özdeşleşirme ile ilgili olarak McCarhy (2000), Kara ve Öğünç (2008) çalışmaları emel alınmışır. 5

6 kuru, ihal enflasyon ve farklı aşamadaki yur içi enflasyon şoklarına eşanlı epki verdiği varsayılmakadır. Yukarıda ana çerçevesi sunulan modele ek olarak, alernaif model anımlamalarına gidilmişir. Bunun ilk nedeni modeldeki farklılaşmanın (değişken seçiminin) bulgular üzerindeki ekilerini görmekir. İkinci olarak, mevcu gözlem sayısı (n=112) göz önüne alındığında, değişken sayısının arması fazla paramere ahmin emenin oluşurduğu sorunlara neden olabilmekedir. Değişken sayısı farklılaşan modeller ahmin emek ve sonuçların hepsini bir arada raporlamak, bu sorundan kaynaklanabilecek yanılsamaları sınırlamakadır. Bu çerçevede ahmin edilen diğer alernaif VAR modelleri şu şekildedir: Model 1: ( y, e usd, m, c ) usd c Model 2: ( y, ( e * m ), ) Model 3: ( y, e usd, m, p, c ) Model 4: ( y, ( e usd * m ), p, c ) Model 5: ( y, e b, m, c ) Model 6: ( y, e b, m, p, c ) b m p c Model 7: ( y, e,,,, i ) (8) Burada m ABD doları cinsinden ihala fiyalarını ifade emekedir. Modellerdeki değişken sıralaması VAR modelinde yapısal şokları özdeşleşirmede kullanılan sıralamayı yansımakadır. Birinci modelde döviz kuru olarak ABD doları alınmışır. İkinci modelde TL cinsinden ihala fiyalarının geçiş ekisi üzerinde durulmuş, diğer bir ifadeyle ihala fiyaları ve döviz kurunun bileşik ekisinin geçişkenliği incelenmişir. Bu model aynı zamanda az sayıda değişken içererek, diğer modellere kıyasla daha uumlu (parsimonious) bir yapı arz emekedir. Üçüncü ve dördüncü model imala sanayi fiyalarını dâhil ederek üreim zincirinin farklı aşamalarını içermekedir. Beş, alı ve yedinci modellerde döviz kuru olarak ABD doları yerine (Euro ve ABD dolarının eşi ağırlıklı oralamasından elde edilen) döviz kuru sepei ercih edilmişir. Son modelde ayrıca diğerlerinden farklı olarak devle iç borçlanma seneleri nominal göserge faizi de analize dâhil edilmekedir. 6

7 3. Veri Çalışmada kullanılan verilerin emel kaynağını TCMB elekronik veri dağıım sisemi oluşurmakadır. İhala fiyaları için ihala birim değer endeksi kullanılmışır. Tükeici fiyaları için ise işlenmemiş gıda ve alkollü içecek-üün hariç TÜFE gösergesi ercih edilmişir. İşlenmemiş gıda ve üün ürünleri TÜFE al grupları arasında en yüksek beklenmedik oynaklık sergileyen fiyalardır (Öğünç, 2010). İşlenmemiş gıda fiyalarındaki şiddeli oynaklık ve üün ürünleri üzerindeki vergi ayarlamaları enflasyon üzerinde kısa dönemli dalgalanmalara neden olarak, enflasyon dinamiklerinin anlaşılmasını zorlaşırmakadır. Bu doğruluda, üün ve işlenmemiş gıda kalemleri dışlanarak, ikisadi açıdan bilgi değeri zengin ve ükeici fiya endeksini emsil eme yeeneği yüksek bir emel enflasyon gösergesi ercih edilmişir. 9 Anılan göserge Demera+ programı kullanılarak mevsimsel ekilerden arındırılmışır. Döviz sepei 0,5*ABD Doları+0,5*Euro olarak anımlanmışır. Modellerde döviz kurları, ihala fiyaları, imala sanayi ve TÜFE için aylık değişim oranları kullanılırken, hazine göserge faiz oranı fark şeklinde anımlanmışır. Öe yandan, çıkı açığı verisi oluşuruluş şekli iibarıyla seviye olarak alınmışır. Çıkı açığı verisi için Öğünç ve Sarıkaya (2011) çalışmasının ahminleri kullanılmış, veri Fernandez (1981) yaklaşımı kullanılarak aylık hale geirilmişir. Bu işlem için referans seri olarak aylık sanayi üreiminin dağılımı esas alınmışır. 4. Ampirik Bulgular Bu bölümde yukarıda sunulan modeller kullanılarak elde edilen ampirik bulgular sunulmaka ve arışılmakadır. Bu bağlamda birikimli eki-epki fonksiyonu sonuçları Tablo 1 de iki yıllık bir dönem için özelenmekedir. Bu dönem analiz için en uygun zaman dilimi olup, iki yıldan sonra çoğu durumda ekilerin kayda değer bir farklılaşma sergilemediği kaydedilmişir. Tüm şoklar yüzde 1 e sandardize edilmişir. Bu anlamda abloda sırasıyla döviz kuru sepei, ABD Doları, ABD doları cinsinden ihala fiyaları ve TL cinsinden ihala fiyalarına gelen yüzde 1 oranındaki kalıcı bir şoka işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün dışı ükeici fiya gösergesinin birikimli epkisi sunulmakadır. Tahminler, küresel krizin yur içine ekilerinin henüz belirgin olmadığı kriz öncesi zaman dilimi ile kriz sonrası dönem dâhil olmak üzere iki farklı örneklem alında verilmekedir İşlenmemiş gıda ve alkol-üün dışı göserge TÜFE nin yaklaşık yüzde 82 sini oluşurmakadır. 10 VAR modellerinin gecikme sayısının belirlenmesinde çeşili bilgi ölçüleri (FPE, AIC, SC ve HQ) ve ardışık değişirilmiş LR es isaisiği sonuçları birlike değerlendirilmiş, çoğunluğun işare eiği gecikme sayısı emel alınmışır. Buna göre, ilk dönem için gecikme sayısı üm modellerde 1 olarak bulunurken, am örneklem alında ölçüler/es isaisikleri gecikme sayısı olarak bazı modellerde 2 ye işare emişir. 7

8 Döviz kurundan emel ükeici fiyalarına geçiş ekisi incelendiğinde, döviz kuru sepei için birikimli eki birinci yılın sonunda oralama yüzde 15 lere ulaşmaka; ABD doları içinse bu oranın oralama yüzde 10 ile daha düşük olduğu kaydedilmekedir. ABD doları cinsinden ihala fiyaları için geçişkenlik ahminleri yüzde 14 ile 20 (oralama yüzde 16) arasında geniş bir aralıka seyremeke, Türk lirası cinsinden ihala fiyalarındaki bir değişimin fiyalara yansıması da yine oniki aylık bir dönem sonunda yüzde 15 ler civarında ahmin edilmekedir. 11 Genel olarak bulgular yazındaki çalışmalara kıyasla daha düşük bir geçişkenlik ekisine işare emekedir. Ayrıca, bulgular Türkiye de ihala fiya geçişkenliğinin ükeici fiya dinamikleri üzerinde döviz kuru geçişkenliği kadar önemli olduğunu oraya koymakadır. Niekim Saygılı ve ark. (2010) çalışmasına göre son yıllarda Türkiye imala sanayinde firmaların büyük bölümü aran oranda ihal ara ve yaırım malı kullanmaka olup sanayinin üreim yapısı ihal girdi kullanım oranı daha yüksek olan sekörler lehine değişmekedir. Krierlerin gecikme sayısına ilişkin kesin bir bilgi sunmadığı durumlarda (Model 3 ve Model 7) her bir olası gecikme sayısı için ahmin alınmışır. 11 Çalışmada emel ükeici fiya gösergesi olarak haırlanacağı üzere işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün dışı TÜFE gösergesi kullanılmışır. Analiz dışı bırakılan işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün al kalemlerine olan geçişkenliğin sınırlı olduğu düşünüldüğünde, Tablo 1 de sunulan geçişkenlik ahminleri ilgili emel gösergenin ağırlığı olan yüzde 82 ile çarpıldığında, oplam ükeici fiyalarına olan geçişkenlik için al bir limi elde edilebilir. 8

9 Tablo 1. Döviz Kuru ve İhala Fiyalarına Gelen Yüzde 1 lik Kalıcı Bir Şokun Çekirdek Fiya Gösergesi Üzerindeki Ekisi: Birikimli Eki-Tepki Fonksiyonu Öze Bulguları (Yüzde) Temel Fiya Gösergesinin Tepkisi Örneklem: 2002: :06 Birinci Çeyrek Sonunda Birinci Yılın Sonunda İkinci Yılın Sonunda Geçişin %80'inin Tamamlanma Süresi Model Gecikme Sayısı Model 5 2 0,08 0,14 0,16 9 ay Döviz Kuru Sepeine Gelen Şoka ABD Dolarına Gelen Şoka Model 6 1 0,08 0,16 0, ay 1 0,08 0,16 0, ay Model 7 2 0,09 0,15 0,18 10 ay Model 1 2 0,05 0,08 0,09 11 ay 1 0,06 0,11 0, ay Model 3 2 0,06 0,10 0,12 11 ay Model 1 2 0,10 0,18 0, ay (ABD Doları cinsinden) İhala Fiyalarına Gelen Şoka 1 0,11 0,20 0, ay Model 3 2 0,10 0,16 0,18 9 ay Model 5 2 0,08 0,14 0, ay Model 6 1 0,08 0,15 0,17 9 ay Model 7 1 0,08 0,16 0,17 9 ay 2 0,09 0,16 0, ay TL Cinsinden İhala Fiyalarına Gelen Şoka Model 2 2 0,08 0,15 0,17 9 ay Model 4 2 0,08 0,15 0,17 9 ay Örneklem: 2002: :07 Döviz Kuru Sepeine Gelen Şoka ABD Dolarına Gelen Şoka Model 5 1 0,09 0,20 0, ay Model 6 1 0,09 0,20 0, ay Model 7 1 0,10 0,21 0,23 10 ay Model 1 1 0,08 0,20 0, ay Model 3 1 0,09 0,18 0,21 13 ay Model 1 1 0,12 0,27 0,32 14 ay (ABD Doları cinsinden) İhala Fiyalarına Gelen Şoka Model 3 1 0,12 0,26 0,32 14 ay Model 5 1 0,06 0,14 0,17 11 ay Model 6 1 0,06 0,14 0,16 12 ay Model 7 1 0,07 0,15 0, ay TL Cinsinden İhala Fiyalarına Gelen Şoka Model 2 1 0,08 0,18 0, ay Model 4 1 0,08 0,18 0, ay 9

10 Tablo 1 de belirilen dör farklı geçişkenlik anımından hangisi alınırsa alınsın, geçişkenlik ekisinin yaklaşık yarısı ilk çeyrek içerisinde gerçekleşmeke, diğer bir ifadeyle ükeici fiyalarının dış şoklara olan epkisi görece hızlı olmakadır. Birinci çeyrek sonu iibarıyla birikimli geçişkenlik ekisinin oralama yüzde 6 ile 9 arasında değişiği, ayrıca döviz kuru ile ihala fiya geçişkenliğinin birbirine oldukça yakın olduğu ahmin edilmekedir. Genel olarak değerlendirildiğinde, geçiş ekisinin çok büyük bir bölümünün bir yıl gibi bir süre zarfında amamlandığı bulgusuna ulaşılmakadır. Ayrıca, Tablo 1 de de görüldüğü gibi son üç yılın dâhil edilmediği örneklemde geçişkenlik ekisi daha yüksek ölçülmekedir. Örneğin, ahminlere göre finansal kriz öncesi dönemde bir yıllık bir süre zarfında döviz kuru sepeindeki değişimin yaklaşık yüzde 20 si (emel) ükeici fiyalarına yansırken, bu oran küresel kriz döneminin dâhil edilmesiyle yüzde 15 lere gerilemişir. Bu bulgu geçişkenliğin zaman içinde değişip değişmediği sorusunu de gündeme geirmekedir (bu konu 5. bölümde mercek alına alınmakadır). ABD doları ve İhala Fiyaları: Özdeşleşirmeye Dair Bir Husus VAR modellerinden elde edilen bulguların dikka çekiği bir diğer noka geçişkenlike küresel kriz döneminin dâhil edilmesiyle ahmin edilen azalışın en belirgin olarak ABD dolarının kullanıldığı modellerde (M1 ve M3) olmasıdır. Kriz öncesi dönemde ABD doları ve döviz kuru sepeine ai fiya geçişkenliği ahminleri benzer değerlere işare ederken, kriz dönemiyle birlike ekiler birbirinden farklılaşmışır. Küresel kriz döneminde ABD doları ve ABD doları cinsinden ihala fiyalarının önemli ölçüde birbirinden ayrışarak belirginleşen ers yönlü bir hareke sergilemesinin bu gelişmede ekili olduğu düşünülmekedir (Grafik 1). Dolar ile ihala fiyaları arasında küresel krizde kaydedilen güçlü zı yönlü hareke, daha çok küresel şokların ABD kaynaklı olduğu bir oramda dolar kuru ve emia fiyalarını aynı anda sürükleyen başka bir orak fakörden kaynaklanmaka ve bu iki değişken arasındaki ilişkinin olduğundan daha yüksek ahmin edilmesini beraberinde geirmekedir. Bu da ABD dolarının kullanıldığı VAR modellerinde özdeşleşirme sorunu oluşurabilmekedir. Bu gibi durumlarda ABD doları ve dolar bazında ihala fiya geçişkenliğini ayrı ayrı değerlendirmek yerine usd konuyu bileşik ekiler ( ( e * m) ) bağlamında ele almak, diğer bir ifadeyle TL cinsinden ihala fiya geçişkenliğine odaklanmak ya da döviz kuru sepei anımını kullanmak görece daha sağlıklı bir çözüm sağlayabilmekedir. Bahsi geçen bu özdeşleşirme sorunu, özellikle kriz sonrası dönemde ABD dolarındaki geçişkenliğin döviz kuru sepeine kıyasla daha düşük görünmesinin nedenine açıklık geirmekedir. ABD dolarına gelen şokun büyük ölçüde yur 10

11 içi kaynaklı olduğu bir durumda ise ihala fiyalarının bu gelişmeye epkisi çok sınırlı kalacak ve ABD doları bazında geçişkenlik Model 1 ve 3 arafından ahmin edilene kıyasla daha yüksek gerçekleşebilecekir. 12 Grafik 1. $/TL Kuru ve ABD Doları Cinsinden İhala Fiyalarının Zaman İçindeki Seyri: Üç Yıllık Kayan Pencerede Korelasyonlar* ABD Doları Cinsinden İhala Fiyaları ve $/TL Kuru Bren Tipi ($) Perol Fiyaları ve $/TL Kuru * Grafike ilgili değişkenlerin aylık değişimlerinin üç yıllık kayan bir pencerede (rolling window) korelasyonları sunulmakadır. 5. Türkiye de Döviz Kuru Geçişkenliği Azalıyor mu? Döviz kurundan yur içi fiyalara geçişkenlik konusunda ele alınması faydalı olabilecek bir diğer önemli husus geçişkenliğin zaman içindeki seyridir. 13 Bu çerçevede, geçişkenliğin zaman içindeki gelişimini değerlendirmek üzere iki ayrı analiz yapılmışır. İlk yaklaşımda VAR yönemiyle özyinelemeli (recursive) birikimli eki-epki fonksiyonu ahminleri, ikincide ise zaman içerisinde değişen paramere modelinden elde edilen sonuçlar kullanılmışır. Birinci yaklaşım çerçevesinde döviz kuru sepeinde yüzde 1 lik bir arışa emel fiya gösergesinin verdiği birikimli epkinin zaman içindeki seyri Grafik 2a da verilmekedir. Bu egzersizde VAR modeli örneklem birer birer arırılarak yinelemeli bir şekilde ahmin edilmiş, her bir dönem için elde edilen birikimli epki sonuçları farklı dönemler sonu iibarıyla (birinci çeyrek, birinci ve ikinci yılsonu) sunulmuşur. Sonuçlar, uumlu olmak adına ve özdeşleşirme arışması çerçevesinde döviz kuru sepeinin yer aldığı Model 5 üzerinden iki gecikmeli değer kullanılarak elde edilmişir. Bulgular kısa dönem geçişkenliğinin (3 ay) 12 Niekim Türk lirasındaki değer kaybına bağlı olarak 2011 yılında enflasyonda kaydedilen belirgin yükseliş (bu arış Model 1 ve 3 arafından öngörülene kıyasla daha yüksek bir oranda olmuşur) bu çıkarımı desekleyen bir noka olarak görülebilir. 13 Geçiş ekisinin büyüklüğüne ilişkin olarak yakın dönemde yapılan çalışmalar, ekinin önceki çalışmalara kıyasla daha da yavaşladığına işare emekedir. Örneğin, Yüncüler (2009) Nisan 2002-Mar-2009 dönemine ai veri seini kullanarak $/TL kuru ve ihala fiyalarının ükeici fiyalarına geçişkenliğini yüzde 21 olarak ahmin emişir. Damar (2010) ise benzer bir örneklem dönemi için (Ocak 2002-Aralık 2009 dönemi) $/TL kurundan ükeici fiyalarına geçiş ekisini yüzde 15, emel enflasyon gösergesi H ye (TÜFE den enerji, işlenmemiş gıda, alkollü içecekler ve üün ürünleri ile alın fiyalarını dışlayan göserge) geçiş ekisini ise yüzde 21 olarak bulmuşur. 11

12 zaman içinde belirgin bir değişim gösermediğine işare ederken, ora vadeli (bir ve iki yıllık dönemler için) geçişkenliğin zamanla azaldığına işare emekedir. Örneğin bir yıllık geçişkenlik ekisi, 2006 yılına kadarki veriler kullanıldığında yüzde 20 olarak ahmin edilirken son dönem verileri eklendiğinde yüzde 15 e düşmekedir. Geçişkenlik ahminlerinde özellikle küresel finans krizinin ekilerinin şiddeli olduğu dönemdeki belirgin değişim dikka çekicidir. Grafik 2. Geçişkenliğin Zaman İçindeki Seyri a) VAR yönemi ile Döviz Kuru Sepeinden Temel Tükeici Fiyalarına (Özyinelemeli) Birikimli Geçiş Ekisi b) TVP Modelinde ABD Doları Kasayısının Zaman İçerindeki Gelişimi* Birinci çeyrek sonunda Birinci yılın sonunda İkinci yılın sonunda Başlangıç koşulu 1 Başlangıç koşulu 2 Başlangıç koşulu * Kalman filresi ile ahmin edilen bu modelde paramerelerin başlangıç döneminde hangi değeri alacağı sonuçlar üzerinde ekili olabilmekedir. Bu nedenle çalışmada üç farklı başlangıç koşulu alınmışır. Başlangıç koşulu 2 de başlangıç değeri olarak ilgili modelin en küçük kareler ahmini alınırken, koşul 1 ve 3 e en küçük kareler ahmini±1*paramere sandar haası değerleri alınmışır. İkinci yaklaşımda döviz kuru geçişkenliğinin dönemsel gelişimi zaman içerisinde değişen 0.00 paramere ahmin modeli (TVP) kullanılarak elde edilmişir: (9) c e 2 2 1,, 12 2, ( y y 1) / 2 m e usd i 0 3 i, i i 0 4 i, i, v ~ NID(0,Q), ~ NID(0,R) (10) i, i, 1 vi, e Burada, 12 zamanında gelecek oniki aylık dönem için oluşurulan ükeici enflasyon beklenilerini ifade emeke, diğer değişkenler ise yukarıda anımlandığı şekliyle kullanılmakadır. Temel enflasyon gösergesinin bağımlı değişken olduğu bu modelde fiyalar emelde enflasyon beklenileri, çıkı açığı, ABD doları cinsinden ihala fiyaları ve ABD dolar kuru ile açıklanmakadır. VAR modelinin kullanıldığı birinci yaklaşımda yukarıda sunulan özdeşleşirme arışması çerçevesinde döviz kuru sepeinin geçiş ekisi sunulurken, TVP modelinin kullanıldığı ek denklemli yaklaşımda ihala fiyalarının ABD doları 12

13 cinsinden olması nedeniyle ABD dolar kurunun geçiş ekisi üzerinde durulmuşur. Gözlenemeyen bileşen olan paramerelerin rasgele yürüyüş süreci izlediği varsayımı alında, model paramereleri Kalman (1960) filresi kullanılarak 2002:Ç2-2011:Ç2 dönemi için çeyreklik veriyle ahmin edilmişir. 14 Grafik 2b de ABD dolarındaki değişimin kasayılar oplamının ( 2 i 0 4, i ) zaman içindeki gelişimi sunulmakadır. Tahminlerin başlangıç koşuluna olan duyarlılığının ekilerini gidermek adına ilgili model üç farklı başlangıç koşuluna göre ahmin edilmişir. Zaman içinde değişen paramere ahmin modeli de özyinelemeli birikimli eki-epki fonksiyonu ahminlerine benzer bir bulguya işare emekedir. Sonuçlar seviye olarak başlangıç koşullarına bağlı olsa da, her koşuldaki genel eğilime bakıldığında son yıllarda geçişkenlike genel bir azalma sürecinden bahsemek mümkündür. 6. Sonuç ve Değerlendirmeler Bu çalışmada alernaif VAR modelleri kullanılarak döviz kuru ve ihala fiyalarının çekirdek ükeici fiyaları (işlenmemiş gıda ve alkollü içecekler-üün hariç TÜFE) üzerindeki ekisi ahmin edilmişir dönemi kullanılarak yapılan ahminler bir yıllık sürede geçişkenliğin her iki değişken için de yaklaşık yüzde 15 civarında olduğuna işare emekedir. Bu çerçevede, bulgular ihala fiya geçişkenliğinin Türkiye de ükeici fiya dinamikleri üzerinde döviz kuru geçişkenliği kadar önemli olduğunu oraya koymakadır. Gerek VAR modelinden gerekse zaman içinde değişen paramere modelinden elde edilen sonuçlar, döviz kuru ile fiyalar arasındaki ilişkide 2001 yılı sonrası dönemde kaydedilen yavaşlama eğiliminin son yıllarda devam eiğine işare emekedir. Bu gelişmede birçok unsurun ekili olabileceği düşünülmekedir. Kriz döneminde Türkiye de ikisadi faaliyein keskin bir şekilde daralmasının geçiş ekisinin zayıflamasını beraberinde geiren unsurlardan biri olduğu değerlendirilmekedir. Ayrıca, bu dönemde döviz kurundaki oynaklığın yüksek seviyelere çıkması da geçişkenliğin düşük ahmin edilmesini açıklayabilecek bir diğer hususur. Ancak, büün bu geçici unsurların yanında geçişkenlik ekisinin kalıcı bir şekilde düşmüş olabileceği de göz önüne alınmalıdır. Zira düşük enflasyon düzeyleri ve dalgalı döviz 14 Konuya ilişkin deaylı bilgi için Harvey (1989). 13

14 kuru rejimi gibi yapısal unsurların fiyalama davranışlarını değişirerek geçişkenlike zamana yayılan bir zayıflamaya neden olabileceği de ikisadi yazında sıkça dile geirilmekedir. 15 Kaynakça Alper, K. (2003). Exchange rae pass-hrough o domesic prices in he Turkish economy. Yüksek Lisans Tezi, ODTÜ İkisa Bölümü, Ankara. Ara, K. (2003). Türkiye de opimum döviz kuru rejimi seçimi ve döviz kurlarından fiyalara geçiş ekisinin incelenmesi. Uzmanlık Yeerlilik Tezi, TCMB. Arbalı, E. (2003). Exchange rae pass-hrough in Turkey: Looking for asymmeries. Cenral Bank Review, 3, Aydın, F. Saygılı, H. Saygılı, M. ve Yılmaz, G. (2010). Dış icaree küresel eğilimler ve Türkiye ekonomisi. TCMB Çalışma Tebliği, No.10/01. Belaisch, A. (2003). Exchange rae pass-hrough in Brazil. IMF Working Paper, WP/03/141, Inernaional Moneary Fund. Bursein, A. Eichenbaum, M. ve Rebelo, S. (2002). Why are raes of inflaion so low afer large devaluaions? NBER Working Paper, No Campa, J.M. ve Goldberg, L. S. (2006). Disribuion margins, impored inpus, and he sensiiviy of he CPI o exchange raes. Federal Reserve Bank of New York Saff Repors, No Ca Zorzi, M. Hahn, E. ve Sánchez, M. (2007). Exchange rae pass-hrough in emerging markes. ECB Working Paper, No.739, European Cenral Bank. Choudhri, E. U. ve Hakura, D. S. (2006). Exchange rae pass-hrough o domesic prices: Does he inflaionary environmen maer? Journal of Inernaional Money and Finance, 25, Çaık, A. N. ve Güçlü, M. (2012). Measuring exchange rae pass-hrough under srucural changes: The case of Turkey, Inernaional Journal of Saisics and Economics, 8, Number S12. Damar, A. O. (2010). Türkiye de döviz kurundan fiyalara geçiş ekisinin incelenmesi. Uzmanlık Yeerlilik Tezi, TCMB. Devereux, M. B. ve Yeman, J. (2010). Price adjusmen and exchange rae pass-hrough. Journal of Inernaional Money and Finance, 29, Faruqee, H. (2006). Exchange rae pass-hrough in he euro area. IMF Saff Papers, 53(1), Fernandez, R. B. (1981). A mehodological noe on he esimaion of ime series. Review of Economics and Saisics, 63, Türkiye de döviz kuru ile enflasyon ilişkisinin neden değişmiş olabileceği ve bu süreçe enflasyon hedeflemesi ile dalgalı döviz kuru rejiminin oynadığı role dair deaylı bir arışma için bakınız Kara ve Öğünç (2008). 14

15 Feinberg, R. M. (1986). The ineracion of foreign exchange and marke power effecs on German domesic prices. Journal of Indusrial Economics, Feinberg, R. M. (1989). The effecs of foreign exchange movemens on U.S. domesic prices. Review of Economics and Saisics, Frankel, J. A. Parsley, D. C. ve Wei, S. J. (2005). Slow pass-hrough around he world: A new impor for developing counries? NBER Working Paper, No Gagnon, J. E. ve Ihrig, J. (2004). Moneary policy and exchange rae pass-hrough. Inernaional Journal of Finance and Economics, 9, Hahn, E. (2003). Pass-hrough of exernal shocks o euro area inflaion. ECB Working Paper, No.243, European Cenral Bank. Harvey, A. C. (1989). Forecasing, Srucural Time Series Models and he Kalman Filer. Cambridge, UK: Cambridge Universiy Press. Io, T. ve Sao, K. (2008). Exchange rae changes and inflaion in pos-crisis Asian economies: Vecor auoregression analysis of he exchange rae pass-hrough. Journal of Money, Credi and Banking, 40, 7. Kalman, R. E. (1960). A new approach o linear filering and predicion problems. Transacions ASME Journal of Basic Engineering, D82, Kara, H. ve Öğünç, F. (2008). Inflaion argeing and exchange rae pass-hrough: he Turkish experience. Emerging Markes Finance&Trade, November December 2008, 44, 6, Kara, H. Küçük-Tuğer, H. Özlale, Ü. Tuğer, B. ve Yücel, E. M. (2007). Exchange rae regimes and pass-hrough: evidence from he Turkish economy. Conemporary Economic Policy, 25, 2, Karadaş, E. Muluer, D. Özer-Barlas, Y. ve Aysoy, C. (2008). Türkiye de imala sanayindeki firmaların fiyalama davranışı. İkisa İşleme ve Finans, 23 (268) 2008:7-34. Leigh, D. ve Rossi, M. (2002). Exchange rae pass-hrough in Turkey. IMF Working Paper, 02/204, Inernaional Moneary Fund, Washingon, DC. Mann, C. L. (1986). Prices, profis margins, and exchange raes. Federal Reserve Bullein, June 1986, McCarhy, J. (2000). Pass-hrough of exchange raes and impor prices o domesic inflaion in some ındusrialized economies. Federal Reserve Bank of New York Saff Repor, Number 111. Öğünç, F. (2010). Türkiye de işlenmemiş gıda enflasyonunda oynaklık: Durum espii. TCMB Ekonomi Noları, No. 10/05. Öğünç, F. ve Sarıkaya, Ç. (2011). Görünmez ama hissedilmez değil: Türkiye'de çıkı açığı. Cenral Bank Review, 11(2),

16 Saiki, A. (2004). The change in inflaion persisence and exchange rae pass-hrough for inflaion argeing counries. Ph.D. disseraion, Inernaional Business School, Brandeis Universiy,Walham, MA. Saiki, A. (2011). Exchange rae pass-hrough and moneary inegraion in he euro area. DNB Working Paper, No.308. Saygılı, Ş. Cihan, C. Yalçın, C. ve Hamsici, T. (2010). Türkiye imala sanayiin ihala yapısı. TCMB Çalışma Tebliği, No.10/02. Taylor, J. B. (2000). Low inflaion, pass-hrough, and he pricing power of firms. European Economic Review, 44, 7, Yüncüler, Ç. (2009). Impor price pass-hrough ino inflaion indicaors in Turkey. Yüksek Lisans Tezi, ODTÜ İkisa Bölümü, Ankara. 16

17 Exensive Summary Pass-hrough from exchange raes and impor prices o domesic prices Hakan Kara and Fehi Öğünç Cenral Bank of Turkey Inroducion Unexpeced movemens in exchange raes or impor prices are ypically among he main reasons ha small, open, and emerging economies implemening inflaion argeing as a moneary policy regime miss heir inflaion arges. In his conex, undersanding he shor and medium-erm effecs of exchange rae movemens on inflaion (pass-hrough) are crucial wih regard o he implemenaion of he moneary policy. This sudy esimaes he exchange rae and impor price pass-hrough using alernaive VAR models. Using differen models allows us o observe he robusness of resuls o model specificaion. Mehod We adop he vecor auoregressive (VAR) model approach proposed by McCarhy (2000). We esimae seven differen monhly VAR models o analyze he pass-hrough effec for he March 2002-June 2011 period. Esimaed models display a riangular-causal sysem and allow pricing in various sages hrough he producion chain, hereby providing informaion on o wha exen a shock in any sage is passed hrough o he oher sages. Our findings on he speed and duraion of he passhrough are derived from he resuls of he impulse-response funcions. The mos general b m p c model [Model 7: ( y, e,,,, i )], where he order of variables represens he idenificaion of shocks, includes he following variables: oupu gap ( y ), he change in he exchange rae baske ( ), monhly rae of change of impor prices in USD ( ), b e manufacuring indusry inflaion ( ), core consumer price indicaor (CPI excluding p unprocessed food and alcohol-obacco) inflaion ( ), and finally he firs difference of he nominal benchmark ineres rae ( i ). The shocks are idenified from he VAR residuals using he Cholesky decomposiion of he variance-covariance marix of he reduced-form residuals. Oher esimaed alernaive models can be summarized as follows: where Model 1: ( y, e usd, m, c ) usd c Model 2: ( y, ( e * m ), ) Model 3: ( y, e usd, m, p, c ) Model 4: ( y, ( e usd * m ), p, c ) Model 5: ( y, e b, m, c ) Model 6: ( y, e b, m, p, c ) usd e is he change in USD and m is he impor prices in USD. c m 17

18 Resuls The resuls of cumulaive impulse-response analysis are summarized in Table 1 for a wo-year period. The able depics he cumulaive response of he consumer price indicaor o a 1 percen permanen shock in exchange rae baske, USD, impor prices in USD and impor prices denominaed in TL, respecively. Esimaes are given separaely for wo sample periods, one covering he whole sample and he oher only covering he pre-crisis period. Table 1. Impac of a 1 Percen Permanen Shock o Exchange Rae and Impor Prices on Core Price Indicaor: Summary of he Cumulaive Impulse-Response Funcion Findings (Percen) Sample Period: 2002: :06 Model Number of Lags End of Firs Quarer Response of he Core Price Indicaor End of Firs Year End of Second Year Duraion for he Compleion of 80 % of Pass-Through Model monhs Shock o Exchange Rae Baske Shock o USD Model monhs monhs Model monhs Model monhs monhs Model monhs Model monhs Shock o Impor Prices in USD monhs Model monhs Model monhs Model monhs Model monhs monhs Shock o Impor Prices in TL Model monhs Model monhs Sample Period: 2002: :07 Shock o Exchange Rae Baske Shock o USD Model monhs Model monhs Model monhs Model monhs Model monhs Model monhs Shock o Impor Prices in USD Model monhs Model monhs Model monhs Model monhs Shock o Impor Prices in TL Model monhs Model monhs 18

19 The accumulaed pass-hrough effec by he end of he firs year is around 15 percen for he exchange rae baske and 10 percen for he USD. Pass-hrough esimaes for impor prices denominaed in USD have a wide range beween 14 and 20 percen (16 percen on average), while he pass-hrough from a change in impor prices denominaed in Turkish lira o CPI amouns o around 15 percen by he end of he firs year. These findings indicae ha impor price pass-hrough is as imporan as he exchange rae pass-hrough on consumer price dynamics in Turkey. Mos of he pass-hrough effec is compleed wihin a 1-year period. Moreover, as illusraed in Table 1, pass-hrough is higher in he sample period ha excludes he pos-crisis period. For example, in he 1-year period before he crisis, approximaely 20 percen of he change in he exchange rae baske was refleced on core consumer prices, while his raio fell o 15 percen for he whole sample. This finding brings ou he quesion of wheher he passhrough from he exchange rae o domesic prices has changed over ime. Is he Exchange Rae Pass-Through Declining in Turkey? We conduced wo separae analyses in order o assess wheher pass-hrough varies over ime: (i) Recursive cumulaive impulse-response funcion esimaes using he VAR model, (ii) imevarying parameer (TVP) model. The evoluion of he cumulaive reacion of he core price indicaor o a 1-percen increase in he exchange rae baske (1-percen depreciaion of he Turkish lira) is given in Char 1a. 16 While findings sugges ha shor-erm pass-hrough (3 monhs) remained virually unchanged over ime, hey poin ha medium-erm pass-hrough (for 1 or 2-year periods) has gradually decreased. For example, while pass-hrough effec for 1-year is esimaed as 20 percen for observaions up o 2006, i goes down o 15 percen when he curren daa are included. The varying pass-hrough esimaes are paricularly sriking during he severe imes of he global financial crisis. TVP model also poins o a similar finding (Char 1b). In his model, where core inflaion indicaor is he dependen variable, he evoluion of he sum of he coefficiens for measuring he pass-hrough from he changes in he USD is given. In order o eliminae sensiiviy of he esimaes o iniial condiions, he respecive model is esimaed under hree differen iniial condiions. Alhough he resuls depend on he iniial condiions, he underlying rend in each case poins o a recenly declining pass-hrough effec. 16 In his exercise, all he cumulaive response resuls obained for each period were presened for he ends of differen periods (firs quarer, firs and second year-end). Resuls were obained by esimaing Model 5, which includes he exchange rae baske, wih wo lags. 19

20 Char 1a. The Recursive Cumulaive Pass-Through of Exchange Rae Baske o Consumer Prices Using VAR The Evoluion of Pass-Through Char 1b. The Evoluion of he Coefficien of he USD in he TVP Model* End of Firs Quarer0.30 End of Firs Year End of Second Year Iniial Condiion 1 Iniial Condiion 2 Iniial Condiion * This model is esimaed using he Kalman filer. The resuls of he model depend on he values ha he parameers can ake a he beginning of he period. Therefore, hree alernaive iniial condiions were se his sudy. While he second iniial condiion uses he Ordinary Leas Squares (OLS) esimae of he respecive model as he iniial value, he firs and he hird condiions use values calculaed as OLS esimae±1 sandard deviaion of he parameer Conclusion We analyze he pass-hrough effec from exchange raes and impor prices o core consumer prices (CPI excluding unprocessed food and alcoholic beverages-obacco) in Turkey using several alernaive Vecor Auoregression (VAR) models. Esimaes hrough period sugges ha one year pass-hrough is around 15 percen for boh variables. Findings indicae ha impor price pass-hrough is as imporan as he exchange rae pass-hrough on consumer price dynamics in Turkey. Moreover, he resuls of boh he VAR and ime varying parameer models indicae ha he exchange rae pass-hrough has been weakening hrough ime. 20