Yakup KÜÇÜKKALE * 1. GR

Transkript

1 DOAL SZLK ORANININDAK KEYNESYEN STER ÜZERNE KLASK BR NCELEME: Kalman Filtre Tahmin Teknii ile Türkiye Örnei Bu çalıma, Eylül 2001 tarihleri arasında Çukurova Üniversitesi nde yapılan V. Ulusal Ekonometri ve statistik Sempozyumu nda tebli olarak sunulmutur. 1. GR Yakup KÜÇÜKKALE * Özet Bu çalımada, doal isizlik oranının bir önceki dönem gerçekleen isizlik oranını takip ettii eklinde özetlenebilecek olan Hysteresis (steri) Hipotezi nin Türkiye örnei için geçerlilii aratırılmıtır. Ele alınan dönem olup, ilgili deikenlere ilikin yıllık veri setinden yararlanılmıtır. Çalımada kullanılan teknik, parametreleri zamana göre deien regresyon denklemlerini tahmin etmede etkin bir yöntem olarak kullanılan Kalman-Filtre tahmin tekniidir. Elde edilen sonuçlar, hipotezin bazı zaman periyotlarında geçerli olmasına karılık, çou zamanlarda, uygulanan politikaların ekonomik deikenler arasındaki armoniyi bozması nedeniyle, geçersiz olduunu göstermektedir. Hipotezin geçerlilii, bunun da ötesinde, ekonominin istenilen yapıya kavumasında gerekli olan ilk unsur, ekonomiye gereinden çok müdahale edilmemesi olarak ortaya çıkmaktadır. Herhangi bir ekonomik deikenin uzun dönem denge düzeyinin, para arzı ve faiz oranı gibi ekonomiye yön veren deikenlerin kısa dönem denge deerleri tarafından oluturulan bir zaman patikası yardımıyla belirlendii eklindeki Keynesyen görü Hysteresis Hipotezi (bundan böyle steri Hipotezi ) olarak bilinmektedir 1. Tobin (1972), isizlik oranının da bu ekilde davranan bir deiken olduunu öne sürmütür. Tobin in bu iddiasının ardından, söz konusu iddiayı test etmeye yönelik muhtelif çalımalar yapılmıtır. Nelson ve Plosser (1982), Campbell ve Mankiw (1986) ve Hall (1986) un yaptıı çalımalar, çıktı ve isizlik gibi deikenlerin kısa dönem deerlerinin kendi uzun dönem istikrarlı trendlerine geri dönmediklerini göstermitir. Sabit terim içeren basit bir tesadüfi yürüyü modeli, yazarlar tarafından bu görüü ispatlamak için yeterli görülmütür. U t = α + β Trend + ε t (1) Burada; U t isizlik oranını, α sabit terimi, β Trend deikeninin katsayısını ve ε t de normal daılım gösteren kalıntıları temsil etmektedir. Yazarlara göre, β katsayısının tahmin deeri istatistiksel kabul edilebilirlik sınırları dıında kalıyorsa, isizlik oranı uzun dönem istikrarlı trendine geri dönmeyecektir. Blanchard ve Summers (1986) ise isizlik oranındaki isteriyi tahmin etmek üzere farklı modeller gelitirmilerdir. Blanchard ve Summers ın gelitirdikleri en basit model (içerdekiler-dıarıdakiler hipotezi), ücretlerin belirlenmesinde sendika üyelerinin (içerdekiler) daha etkin olduu temel görüüne dayanmaktadır. Bu görüe göre içerdekiler, sendika üyesi olduu halde u anda isiz bulunan içilere (dıarıdakiler) ücretlerin belirlenmesi konusunda fikir beyan etme ya da ücret görümelerine katılma hakkı vermemektedir. Yazarlar, içerdekilerin ise, ücretlerin halen çalımakta olan içilerin çalıtıkları ite kalabilmeleri için gerekli olan düzeye eit olmasını salayacak ekilde davrandıklarını iddia etmilerdir. Yani bir bakıma, bu dönemin istihdam hacmini geçen dönemin istihdam hacmine eit tutmaya çalıtıklarını vurgulamılardır. Bu durumda, E(N t ) ile gösterilen bu dönemin beklenen * Yrd. Doç. Dr., Karadeniz Teknik Üniversitesi, Ünye BF, ktisat Bölümü, Ordu. 1 Hysteresis (Ηψστερεσισ) eski yunancada arkadan gelen ya da gerisinde anlamında kullanılan bir kelimedir. Fizik biliminde mıknatıs etkisini tanımlamak için de kullanılmaktadır.

2 istihdam hacmi, N t-1 ile gösterilen geçen dönemin gerçekleen istihdam hacmine eit olacaktır. Beklenen istihdam hacminin deeri, Blanchard ve Summers (1986) a göre, emek talebi fonksiyonunun tanımlanması yoluyla belirlenebilir görünmektedir. Ölçee göre sabit getiri durumunda içiler, ancak marjinal verimliliklerinin 1 bire eit olması durumunda ie alınacaklarından, Y t = N t ve P t = W t olacaktır. Burada Y t çıktıyı, P t fiyatlar genel düzeyini ve W t de nominal ücretleri temsil etmektedir. Çıktı, Y t = c(m t P t ) eklinde tanımlandıından, N t = c(m t W t ) olacaktır. Burada M t para arzını göstermektedir. Bu denklemin beklenen deerini bulup orijinal denklemden çıkaran yazarlar E(N t ) = N t c[m t E(M t )] sonucunu bulmulardır. Ücretlerin yapılan toplu i görümeleri ile önceden belirlendii düünüldüünden, ücretlerin beklenen deeri yine kendisine eit olarak alınmı ve sonuç denkleminden düürülmütür. Denklemin istihdam için bir dönemlik gecikmesinin alınması sonucunda, istihdamın izleyecei zaman patikası aaıdaki ekilde belirlenmitir. N t = N t-1 + c[m t E(M t )] (2) Bu denklem, toplam talepte meydana gelen beklenmedik deimelerin istihdam hacmini etkilediini ve istihdam hacminin belirli bir düzeye geri dönmesini salayacak herhangi bir etkinin olmadıını ifade etmektedir. Ulaılan son denklem, aynı zamanda, istihdam hacminin ya da isizliin de sterik olduu eklindeki Tobin (1972) argümanının bir kanıtı durumundadır. Blanchard ve Summers (1986), dıarıdakilerin de ücretlerin belirlenmesinde baskı unsuru olabilecei farklı ve daha kompleks modeller de gelitirmilerdir. Bu çalımada, isizliin uzun dönem denge deerinin kısa dönem isizlik oranından etkilendii ya da politika deikenleri olarak adlandırılan para arzı veya enflasyon gibi deikenler tarafından oluturulan zaman patikası üzerinde hareket ettii eklindeki Tobin (1972) argümanı, Türkiye örnei için test edilmitir. Çalımanın giri bölümünde konunun kısa bir özeti sunulduktan sonra, ikinci bölümde argümanın testi için kullanılan ekonometrik metodoloji kısaca tanıtılmıtır. Üçüncü bölümde, ekonometrik analiz sonucunda elde edilen bulgular özetlendikten sonra, dördüncü ve son bölümde bulgular yorumlanıp politika önerilerinde bulunulmutur. 2. EKONOMETRK METODOLOJ Uzun dönem isizlik oranı olarak da bilinen Doal sizlik Oranı (3) nolu denklemde görüldüü üzere formüle edilebilir. U t = U * - ψ (M t - π t ) + η t (3) Burada; U t, t anında gerçekleen isizlii; U *, doal isizlik oranını; M t, t anındaki para arzını; π t, t anındaki enflasyon oranını ve η t de ardıık baımsız ve normal daıldıı varsayılan hata terimlerini göstermektedir. Klasik iktisatçıların görüleri dorultusunda, uzun dönemde tek bir doal isizlik oranı olduu düünüldüünde, (3) nolu denklemin sıradan en küçük kareler yöntemi ile çözülmesinde hiçbir sakınca bulunmamaktadır. Nitekim, denklemde ilgili deiken katsayıları tahmin edildiinde, denklemin sabit terimi doal isizlik oranını verecektir. Ancak, Keynesyen iktisatçıların ileriye sürdüü görü dorultusunda, uzun dönemde sabit olmayan ya da hareketli bir doal isizlik oranı dikkate alınıyorsa, bu sefer EKK yöntemi yetersiz kalacak ve parametreleri zamana göre deien daha farklı ekonometrik yöntemlerin kullanılması gerekecektir. Bu çalımada (3) nolu denklem, parametreleri zamana göre deien regresyon denklemlerini tahmin etmede etkin olarak kullanılan Kalman-Filtre tahmin yöntemi kullanılarak tahmin edilmitir. Bu yöntemin kullanılmasıyla, periyot

3 içerisindeki her bir yıl için farklı bir sabit terim, yani farklı bir doal isizlik oranı bulunmutur. (3) nolu denklem yardımıyla ele alınan periyot içerisindeki her bir yıl için doal isizlik oranları bulunduktan sonra, isteri hipotezini test etmeye yönelik olarak kullanılan yapısal model (4) nolu denklemde görüldüü gibi oluturulmutur. U* t = U* t-1 + a(u t-1 U* t-1 ) + e t (4) Denklemde, t anına ilikin doal isizlik oranının, geçen dönemki doal isizlik oranından ve geçen dönemki isizlik ile geçen dönemki doal isizlik oranları arasındaki farkın belli bir kısmından etkilendii ifade edilmektedir. Ancak (4) nolu denklem, elde mevcut olan veri seti için tahmin edilmesi imkansız olan bir modeldir. Nitekim, doal isizlik oranı baımlı deiken olarak kullanılırken, doal isizliin bir dönemlik gecikmesi denklemin sabit terimi olarak görünmektedir. Oysa, zaman içerisinde farklı deerler alan bir serinin sabit terim olarak kullanılması mümkün deildir. Bu durumda, sabit terimin denklemin sol tarafına alınması ve doal isizlik oranından çıkarılarak denklemin bir fark denklemine dönütürülmesi gerekmektedir. Bu durumda, elde edilen fark denklemi (5) nolu denklem olacaktır. U* t U* t-1 = a(u t-1 U* t-1 ) + e t U* t = αx t + ε t (5) Burada; U* t = U* t U* t-1 ve X t = U t-1 U* t-1 dir. Model artık standart EKK yöntemi ile tahmin edilebilir bir yapıya kavumutur. Hipotez gerei α parametresinin pozitif bulunması gerekmektedir. Bu durum u ekilde açıklanabilir; U t-1 > U* t-1 ise, doal isizlik oranı geçen dönemin gerçekleen isizlik oranını takip edecek ve artı eilimine girecektir. Bu durumda, bu dönemin doal isizlik oranı geçen dönemin doal isizlik oranından büyük olacaktır. U* t > U* t-1 artı salandıında ise α > 0 olmak zorundadır. (5) nolu denklemin baımlı deikeni olarak kullanılan doal isizlik oranı, Kalman- Filtre tahmin teknii kullanılarak tahmin edilmitir. Genel bir Kalman-Filtre sistemi çok deikenli bir zaman serisine uygulandıında, baımlı deiken (y t ) N adet deikenle ilikilendirilebilir. Bu deikenler (6) nolu denklemde Z t matrisinde gösterilmitir. Gözlemlenebilir olan bu deikenler m 1 büyüklüündeki parametre vektörü (α t ) ile ilikilendirilir. Bu denklem ölçüm denklemi olarak bilinmektedir. y t = Z t α t + d t + ε t, t = 1,...,T (6) Burada; Z t, N m boyutunda bir matris; d t, N 1 boyutunda bir vektör ve ε t de ardıık baımsız normal daılım gösteren hata terimlerinin N 1 boyutundaki vektörünü temsil etmektedir. Hata terimlerinin kovaryans matrisi (6a) da gösterildii üzere H t olarak adlandırılmıtır. E(ε t ) = 0 ve Var(ε t ) = H t (6a) α t matrisinin elemanları gözlemlenememekle birlikte, birinci dereceden Markov süreci yardımıyla tahmin edilebilir görünmektedir. α t = T t α t-1 + c t + R t η t, t = 1,...,T (7)

4 burada; T t, m m boyutunda bir matris; c t, m 1 boyutunda bir vektör; R t, m g boyutunda bir matris ve η t ise g 1 boyutunda bir vektördür. Hata terimleri yine ardıık baımsız olup normal daılım göstermektedir. Hata terimlerinin kovaryans matrisi bu sefer Q t olarak adlandırılmıtır. E(η t ) = 0 ve Var(η t ) = Q t (7a) Denklem (7) geçi denklemi olarak adlandırılmaktadır. Kalman-Filtre sisteminin tanımlanması ilave iki varsayımla tamamlanmaktadır. Bunlar; Balangıç vektörü olan α 0 ın ortalaması a 0 ve kovaryans matrisi P 0 dır. E(α 0 ) = a 0 ve Var(α 0 ) = P 0 Hata terimleri ε t ile η t birbirleriyle ve balangıç deerleriyle ilikisizdir. E(ε t η s ) = 0 E(ε t α 0 ) = 0 ve E(η t α 0 ) = 0 Ölçüm denklemindeki Z t, d t ve H t matrisleri ile geçi denklemindeki T t, c t, R t ve Q t matrisleri sistem matrisleri olarak adlandırılmaktadır. Bu matrislerin rastsal olmadıı, yani, önceden belirlenen bir sistematik çerçevesinde farklı deerler aldıı bilinmektedir. Sistem dorusal ise, y t, her bir t anında, ε t, η t ve α 0 ın o anki ve geçmiteki deerlerinin bir bileimi ile açıklanabilen dorusal bir deiken halini alacaktır. Sistem matrislerinde herhangi bir deiikliin olmadıı durumlarda ise, model, zamana göre homojen, yani sabit terimli bir model olarak adlandırılacaktır. Herhangi bir model yukarıda kısaca açıklanan ekilde oluturulduktan sonra, sıra bir dizi algoritmanın koulmasına ve zamana göre deien parametrelerin elde edilmesine gelir. Kalman filtre tahmin teknii, t anında mevcut olan bilgi setini kullanarak t anındaki vektörlerin optimal tahminlerini veren bir tahmin sürecidir. t anında mevcut olan bilgi seti, açıklayıcı deikenlerin ve baımlı deikenin u ana kadar olan tarihsel verilerini içerir. P 0 ve a 0 sistem matrislerinin bütün zaman periyotları için bilindii kabul edildiinden, bilgi setine ilave yapma gerei yoktur. Denklem (6) ve (7) de görüldüü gibi bir sistemin oluturulduu varsayılsın. a t-1 in y t-1 i de içeren bilgi seti temelinde α t-1 in optimal tahmincisi olduu kabul edilir. P t-1, m m boyutundaki tahmin hatalarının kovaryans matrisini temsil etmektedir. P t-1 = E[(α t-1 a t-1 ) (α t-1 a t-1 ) ] (8) a t-1 ve P t-1 veri iken, α t-1 in optimal tahmincisi, a t t-1 = T t a t-1 + c t (9) eklindedir. Tahmin hatalarının kovaryans matrisi ise, P t t-1 = T t P t-1 T t + R t Q t R t, t = 1,...,T (10) eklinde olacaktır. (9) ve (10) nolu denklemler tahmin denklemleri olarak adlandırılır. Sisteme t anı için yeni bir gözlem eklendiinde, α t nin optimal tahmincisi olan a t t-1 güncellenir. Güncelleme denklemleri aaıda verilmitir.

5 burada, a t = a t t-1 + P t t-1 Z t F -1 t (y t Z t a t t-1 d t ) (11) P t = P t t-1 P t t-1 Z t F -1 t Z t P t t-1 (12) F t = Z t P t t-1 Z t + H t, t = 1,...,T (13) dir. Balangıç verileri mevcut olduunda, Kalman Filtre tahmin teknii, her bir t anı için sisteme dahil olan yeni gözlemleri de dikkate alarak, optimal tahmincileri tahmin eder. Algoritmanın son aamasında, sistem hem o periyoda ilikin optimal tahminciyi vermi hem de bir sonraki adım için gerekli olan bilgi setini oluturmutur. Bütün gözlemler tamamlandıında da aynı ilem gerçeklemi olduundan, periyot dıı ve ileriye dönük tahminler yapmak da mümkündür. Parametreleri zamana göre deien bir regresyon denkleminin Kalman Filtre tahmin teknii ile tahmin edilebilmesi için, regresyon denklemine ilikin parametrelerin balangıç deerlerinin bilinmesi gerekmektedir. Bu tahmin teknii kullanıldıında, balangıç deerleri çounlukla Simplex Algoritma olarak bilinen optimizasyon teknii ile tahmin edilir. Optimizasyon sonucunda elde edilen tahmin deerleri de Kalman Filtre sisteminin balangıç deerleri olarak alınır. Bu çalımada maksimize edilen en yüksek olabilirlik denklemi (14) nolu denklemde görüldüü gibidir. T NT 1 1 ' 1 log L = log 2π log Ft vt Ft vt (14) t= 1 (14) nolu denklemde v t ile gösterilen matris, y t nin kendi ortalamasından sapmaları ile oluturulmu ve yeni y t serisini içeren ortalamadan sapma matrisidir. 3. BULGULAR T t= 1 (3) nolu denklemin çözümünde, para arzı deikeni olarak logaritmik M2 serisi kullanılırken, enflasyon deikeni olarak da logaritmik TEFE kullanılmıtır. sizlik oranı için ve çi Bulma Kurumu na yapılan i müracaatları dikkate alınmıtır. Bu serinin isizlik rakamlarını tam olarak yansıtmadıı bir gerçektir. Ne var ki, çalımada üzerinde durulan konu, isizliin tam rakamlarını ya da tam yüzde daılımını bilmeyi gerektiren bir konu olmaktan çok, isizliin seyrini, daha dorusu doal isizlik oranı ile gerçekleen isizlik oranının aynı yönde hareket edip etmediklerini belirlemeye yönelik bir konudur. Bu nedenle, ve çi Bulma Kurumu nun kayıtlarını, isizliin seyrini veren yakınsak bir gösterge olarak kullanmakta herhangi bir sakınca bulunmamaktadır. Söz konusu serinin 1960 yılı verisi, hiç müracaatın olmadıı anlamında 0 sıfır olarak gösterilmitir. Bunun mümkün olmadıı bilindiinden, ilgili yıla ilikin deer, oluturulan dorusal trend denklemi ile tahmin edilmitir. Çalımanın ekonometrik metodoloji bölümünde kısaca açıklanan Kalman Filtre tekniinin zaman serisi analizlerine uygulanması durumunda, bilinmeyen parametrelere ilikin iki grubun olduu görülür. Bunlardan, ölçüm denklemi deiken parametrelerinin balangıç deerleri, bu parametrelere ilikin kovaryans matrisi ile ölçüm denklemindeki hata terimlerinin varyansı birinci grup içerisinde yer alırken; geçi denklemlerindeki deiken parametreleri, bu parametrelerin kovaryans matrisi ve geçi denklemleri hata terimlerinin varyansları da ikinci grupta yer almaktadır. Birinci grup içerisinde yer alan bilinmeyenler,

6 ölçüm denkleminin bütün periyot için EKK çözümü ile elde edilebilirken, ikinci gruba dahil olan bilinmeyenler, aynı yöntemle tahmin edilemezler. Bu gruba giren bilinmeyenler oluturulan maksimum olabilirlik denkleminin simplex algoritma yardımıyla maksimize edilmesi sonucunda tahmin edilmilerdir. Hatırlanacaı üzere, isteri hipotezi, doal isizlik oranı ile gerçekleen isizlik oranı arasında bir ilikinin varlıını iddia etmektedir. Bu durumda, ilk olarak, her iki deikenin zaman serisi grafiklerinin incelenmesi gerekmektedir. Eer ki, bu iki deiken arasında iddia edildii üzere bir iliki söz konusu ise, bu ilikinin kaba taslak da olsa grafik üzerinden gözlemlenmesi mümkün görünmektedir. Logaritmik isizlik oranı ile doal isizlik oranının zaman serisi grafikleri ekil-1 de görülmektedir LogU ekil 1: sizlik ve Doal sizlik Oranları DogalU ekil-1 deki zaman serisi grafiine göre, isizlik ile doal isizlik oranı arasında zayıf da olsa pozitif bir ilikinin varlıı görülebilmektedir li yıllardan itibaren yava ve dalgalı bir ekilde artı eilimi gösteren isizlik oranı ile birlikte doal isizlik oranı da yava ve dalgalı bir artı eilimine girmitir. sizlik oranında ani bir düü görülen 1960 lı yılların balarında, doal isizlik oranı da ani bir ekilde dümütür li yıllarda tekrar artıa geçen isizlik oranına paralel olarak, doal isizlik oranı da artıa geçmitir li yılların sonlarında isizlik oranında gözlemlenen dalgalanmanın bir benzeri de doal isizlik oranında ortaya çıkmıtır li yılların ortalarına kadar artıını sürdüren isizlik oranı gibi doal isizlik oranı da artıını sürdürmü, 1990 lı yıllara doru her iki seri de azalma trendine girmitir. Elde edilen bu görsel izlenimler, isteri hipotezinin Türkiye örnei için geçerli olduuna dair ilk bulgular olarak yorumlanabilir. (3) nolu denklem kullanılarak elde edilen doal isizlik oranları ile gerçekleen isizlik oranları arasındaki teorik ilikiyi, yani steri Hipotezini, test etmede kullanılan (5) nolu yapısal modelin çözüm sonuçları Tablo-1 de özetlenmitir Doal isizlik oranını tahmin etmek için kullanılan (3) nolu denklem logaritmik bir denklem olduundan, doal isizlik oranını veren sabit terim de logaritmik olarak bulunmutur. Bu nedenle, doal isizlik oranının tekrar logaritmasının alınması gerekmemekte, dorudan doruya kullanılabilir bir görünüm arz etmektedir.

7 Tablo 1: steri Hipotezi Test Sonuçları Deiken Katsayı t-istatistii α * ρ * R 2 = 0.93 DW = 1.38 Not: (5) nolu denklemde ardıık baımlılık problemi bulunduundan, denklem Cochrane-Orcutt iteratif yöntemi ile çözülmütür. ρ parametresi ardıık baımlılık parametresini göstermektedir. * üst indisi ise ilgili katsayının istatistiksel olarak %1 düzeyinde anlamlı olduunu ifade etmektedir. Tablo-1 de özetlenen test sonuçları, hipotezin doruluunu kanıtlayan bir görünüm arz etmitir. α parametresi beklenildii gibi, pozitif ve istatistiksel olarak anlamlı bulunmutur. Ancak, çözüm sonuçları da tıpkı görsel yorumlardan elde edilen sonuçlara benzer bir ekilde, ilikinin oldukça zayıf olduunu göstermitir. α ile gösterilen uyarlama parametresinin sayısal deerinin oldukça küçük çıkması, doal isizlik oranının gerçekleen isizlikten çok az etkilendiini ortaya koymaktadır. Hiç üphe yok ki, bu durumun açıklanması, ancak ve ancak, ele alınan periyot içerisinde uygulamaya konulmu olunan dier ekonomi politikalarının da gözden geçirilmesini gerektirmektedir. Doal isizlik oranının sadece geçmi dönemdeki gerçekleen isizlik oranları ile açıklanması, bu deikendeki deimelerin dier ekonomik deikenlerdeki deimelerden soyut düünülmesi olanaksızdır. Nitekim, bir sonraki bölümde, bu durumun nedenleri, dier ekonomik deikenlerdeki deimeler de dikkate alınarak incelenmektedir. 4. STERY ETKLEYEN DER EKONOM POLTKALARI steri hipotezini test etmeye yönelik olarak oluturulan denklemin çözüm sonuçlarını ve bunun yanı sıra ilgili periyot içerisindeki ekonomi politikalarının doal isizlik oranı üzerindeki etkilerini tartııp yorumlamak için, test denkleminde kullanılan iki deikenin zaman serisi grafiklerinin incelenmesi gerekmektedir. ekil-2 de doal isizlik oranındaki deiim ( U* t = U* t U* t-1 ) ile uyarlama deikeninin (X t = U t-1 U* t-1 ) zaman serisi grafikleri görülmektedir. ekil-2: Doal sizlik Oranı ile Uyarlama Deikenindeki Deiimler 4 2 Doal sizlik Oranındaki Deiim Uyarlama Deikeni

8 Hipotez gerei, ekil-2 deki zaman serisi grafiklerinden uyarlama deikeni etkileyen ve doal isizlik oranındaki deiim deikeni de etkilenen deiken olarak kabul edilmitir. Bu durumda, uyarlama deikenindeki deiimin belli bir kısmı kadar doal isizlik oranı deiim deikeni de aynı yönde deimek zorundadır. Uyarlama deikeninin 1950 li yıllardan itibaren 1960 lı yılların balarına kadar azalma eiliminde olduu düünülürse, doal isizlik oranı deiim deikeninin de azalma eiliminde olması gerektii sonucuna varılır. Nitekim grafikte de bu durum gözlemlenmektedir. Ancak, 1961 yılı incelendiinde, doal isizlik oranında düü olmasına karın uyarlama deikeni deerinde bir artı olduu görülmektedir. Bu durumda uyarlama katsayısının (α) 1961 yılı için negatif bir deer aldıı söylenebilir. Nitekim, 1960 lı yılların balarında da, doal isizlikteki deiimin uyarlama deikenindeki deiimle tam ters yönünde olduu dikkatleri çekmektedir. Bu tarihler arasında uyarlama deikeninin deeri azalırken, doal isizlikteki deiim, az da olsa artı yönündedir li yılların baından itibaren, bozulan ilikinin tekrar kurulduu ve her iki deikenin de aynı yönde hareket etmeye baladıkları görülmektedir li yılların baları ile 1980 li yılların ortaları arasında kalan dönemde, ilikinin tekrar zayıfladıı, uyarlama deikeni deerinin hızla dümesine ramen doal isizlik oranının aynı hızla azalmadıı dikkatleri çekmektedir li yılların ortalarından günümüze kadar olan periyotta ise, bu sefer tam tersi bir durumla karılaıldıı, uyarlama deikeni hızla artı yönünde bir trend takip ederken doal isizliin düü trendine girdii gözlemlenebilir. Tarihsel perspektif içerisinde kısaca yapılan bu gözlemlerin ardından, imdi de ortaya çıkan bu farklı durumların nedenleri üzerinde durmak gerekmektedir. lk olarak, istisnai bir yıl olan 1961 yılının incelenmesinde yarar olacaktır. Doal isizliin uyarlama deikenindeki deiimden çok daha büyük bir deiim göstererek büyük bir azalma sürecine girmesi, isizlikle enflasyon arasındaki ödünlemeyi gösteren Phillips erisinin orijine yaklaması ile açıklanabilir. Nitekim, uyarlama deikeni deerinin artması, gerçekleen isizlikle doal isizlik oranı arasındaki farkın kapandıını gösterirken, doal isizlikteki deiimin negatif olması, 1960 yılı doal isizlik oranının 1961 yılı doal isizlik oranından daha büyük olduunu göstermektedir. ekil-3 te temsili bir Phillips erisi üzerinde bu durum canlandırılmıtır. ekil 3: 1961 Yılı Doal sizlik Oranındaki Düü π π 60 π 61 0 U 60 U* 2 U* 1 PE 1 U* PE 2

9 ekil-3 de, Phillips erisi, PE 1 konumundan PE 2 konumuna gerilemi, doal isizlik oranı (U* 2 ) ile gerçekleen isizlik oranı (U 60 ) arasındaki fark kapanmıtır. Bu durumda, 1961 yılı enflasyon rakamlarının dümesi gerekmektedir. TEFE den elde edilen enflasyon rakamlarına göre, 1950 li yılların sonlarında %19-20 civarında seyreden enflasyonun 1960 lı yılların balarında %1 e kadar geriledii görülebilir. Aslında bu dönemin baarılı gibi görünen rakamlarının arkasında ekonomik nedenlerden daha çok askeri ve siyasi nedenlerin yatıyor olması, bu konuda ekonomik bir yorum yapmayı zorlatırmaktadır. Yine de bu gelimeye ekonomik bir açıklama getirilmeye çalıılırsa, döneminin ihtilal nedeniyle gerileyen üretimi ve üretimdeki düüe paralel olarak gerileyen talep düzeyi, açıkçası ekonominin küçülmesi, bu gelimelere neden olarak gösterilebilir lı yıllarda, uyarlama deikeni deerinin azalmasına karılık, doal isizlik oranı deiiminin artı yönünde bir trende girmesi, doal isizlik oranının gerçekleen isizlik oranından daha hızlı bir ekilde artması ile açıklanabilir. Gerçekleen isizlik oranı artarken, doal isizlik oranının gerçekleen isizlik oranından daha hızlı bir ekilde artması, Phillips erisinin orijinden uzaklaırken aynı zamanda yıllar itibariyle eiminin azalması ile ya da Phillips erisi orijinden uzaklaırken enflasyon oranının yükselmesi ile ilikilidir döneminde enflasyon oranlarının fazla bir deiim göstermedii, genelde %5-9 arasında olduu bilindiinden, söz konusu durum ancak Phillips erisi eiminin azalıı ile açıklanabilir görünmektedir. Bu durum ekil-4 de canlandırılmıtır. ekil-4 hazırlanırken, eimdeki azalıın daha açık bir ekilde yansıtılabilmesi için, Phillips erisi dorusal olarak çizilmitir. ekil 4: Planlı Dönem Gelimeleri π U* 1 U* 2 π 0 U 1 U 2 U* PE 1 PE 2 ekil-4 de, Phillips erisi, PE 1 konumundan PE 2 konumuna hareket etmi ve enflasyon deimeden π düzeyinde sabit kalmıtır. Gerçekleen isizlikteki artı doal isizlik oranı artıından küçük olmutur (U 2 U 1 < U* 2 U* 1 ). steri hipotezine oldukça ters olan bu gelimeler, dönemin ekonomik konjonktürü ile yakından ilgilidir yılında uygulanmaya balanan I. Be Yıllık Kalkınma Planı, fiyat istikrarını salamayı ve gelir bölüümünde adaleti temel ilke olarak benimsemitir. Ancak dönemin ekonomi otoriteleri, fiyat istikrarından taviz vermemek uruna, oldukça sıkı para politikaları uygulamı, zaman zaman piyasalarda nakit para darlıına yol açmılardır. Bu nakit darlıını amak için yapılan emisyon genilemeleri de

10 bazı yıllarda fiyatlar genel düzeyinin yükselmesine yol açmıtır. Ancak, bu dönemin en karakteristik özellii, iyi hava artları nedeniyle tarımsal üretimin oldukça büyük patlamalar göstermesidir. Tesadüfi de olsa, tarımsal üretimdeki bu artılar, fiyat istikrarının salanmasına önemli ölçüde katkıda bulunmutur. Ekonomideki bu olumlu gelimelere ramen, isteri hipotezi balamında, beklenilmedik bir ekilde isizliin hızlı bir artı göstermesi, fiyat istikrarını salamayı hedefleyen ekonomi otoritelerinin sıkı para politikalarının etkileri ile açıklanabilir bir görünüm arz etmektedir. Uygulanan sıkı para politikaları, piyasada nakit darlıına yol açmı, önceden planlanan yatırımlar, kamu yatırımları da dahil olmak üzere, gerçekletirilememitir. Dolayısıyla, bu dönemin en belirgin özellii olan, ödünç verilebilir fonlardaki darlık, bu dönemde isizliin süratli bir ekilde artmasına yol açmı ve isteri hipotezinin öngörüleri ile tam ters yönde bir sonuç vermitir. Ekonomi kurmaylarının fiyat istikrarını salamaya yönelik politikaları aynı zamanda Phillips erisinin eimini azaltmı, yani söz konusu erinin esneklii artmıtır. Artan esneklik doal isizlik oranının hızlı bir ekilde artı göstermesine yol açmı, bu da hipotez ile ters düülmesine neden olmutur li yıllarda; petrol oku ve dünya borç krizi gibi global gelimelerin yanı sıra, siyasi istikrarsızlık ve Barı Harekatı gibi iç gelimelere de maruz kalan Türkiye ekonomisi, ilginçtir ki, hipotezin öngördüü ilikiyi yakalamı, isizlik oranı ile doal isizlik oranı aynı yönde hareket etmilerdir döneminde ise ilikinin yeniden bozulduu dikkatleri çekmektedir. Bu dönemde de yine, tıpkı planlı ekonomi döneminde yaanan olguya benzer bir ekilde, uyarlama deikeninin deeri azalırken doal isizlik oranı deiim deeri artmı, yani her iki deiken birbirlerinin ters yönünde hareket etmitir. Ele alınan periyot farklı da olsa, dönemi için çizilen ekil-4, hiç deitirilmeden bu dönem için de kullanılabilir görünmektedir. Birbirlerinden oldukça farklı gibi görünen bu iki zaman dilimi, ekonomik göstergelerdeki deiimlerin seyri açısından, aynı karakteristik özellikleri göstermektedir. O halde, bu dönemlerin ortak bir özellii bulunmalıdır. Bu ortak özelliklerden ilki, her iki dönemde de fiyat istikrarını salamayı amaç edinen programların yürürlüe konulması ve bu programların kısmen de olsa baarı göstererek fiyatlar genel seviyesindeki hızlı artıların önüne geçilmesidir. Fiyat istikrarını salamayı amaç edinen politikaların Phillips erisinin eimini düürdüü hatırlanırsa, isizlikteki hızlı artılara ramen doal isizlik oranının neden daha fazla yükseldii sorusu kendiliinden cevap bulmaktadır. kinci ve belki de daha önemli olan ortak özellik ise, her iki dönemde de önemli yapısal deiiklikleri beraberinde getiren ekonomik önlemlerin alınmı olmasıdır. Ekonomi genelinde bir tür ok etkisi yapan bu önlemler, bir önceki ortak özellikte olduu gibi, Phillips erisinin eimini deitirmekte, bu da beklenilmeyen sonuçlarla karılaılmasına zemin hazırlamaktadır döneminde planlı ekonomiye geçilmesi Phillips erisinin eimini azaltmı, bu da hızlı isizlii beraberinde getirirken doal isizliin daha fazla artmasına yol açmıtır li yılların balarında da 24 Ocak Kararları olarak bilinen kararların açıklandıı, ve bu kararların ekonomide yapısal dönüüme yol açan önemli kilometre talarından biri olduu herkes tarafından bilinmektedir. te, 24 Ocak kararları ile birlikte yaanan yapısal deiim, yine Phillips erisinin eimini azaltmı, bu da hızlı isizlik sorununu beraberinde getirerek, isteri hipotezinin öngördüü ilikiyi bozmutur e kadar süren bu etki, bu tarihten itibaren tam ters yönde bir etki göstererek devam etmitir. Doal isizlik oranındaki deiim giderek azalırken, uyarlama deikeninin deeri giderek artmıtır. Yukarıda ele alınan iki uç noktaya tam ters düen bir görünüm ile, gerçekleen isizlik oranı doal isizlik oranından daha hızlı bir ekilde artmaktadır. Bu durum ise (ekil-5), Phillips erisinin orijinden uzaklaırken eiminin yükselmeye balaması ile ya da eri orijinden uzaklaırken enflasyon oranının dümesi ile açıklanabilir. Ele alınan bu dönemde enflasyon oranının azalmadıı, aksine, yükseldii herkes tarafından bilinmektedir. O halde, bu durumu açıklayabilecek tek gelime, Phillips erisi eiminin çok büyük bir oranda azalması ve neredeyse dik bir hale gelmesidir. Phillips erisindeki bu

11 deiim, son yıllarda, fiyat istikrarından uzaklaılmasını ve/veya fiyat istikrarını salamaya yönelik olarak çok sık aralıklarla amacına ulamayan programların yürürlüe konulmasını neden olarak akla getirmektedir. stikrarı salamayı amaç edinmi her program yeni bir oku beraberinde getirirken, programlardaki baarısızlık da ilave oklara yol açmaktadır. Her bir ok ekonomik deikenler arasındaki ilikileri zedelemekte, bu durum giderek daha da içinden çıkılmaz bir hal almaktadır. ekil 5: 1980 Yapısal Dönüümü ve Sonrası π U* 1 U* 2 π 0 U 1 U 2 U* PE 1 PE 2 SONUÇ Keynesyen iktisatçılar, bazı ekonomik deikenlerin uzun dönem denge deerlerinin sabit bir düzeyde kalmadıını, mevcut artların deimesi durumunda, bu deikenlerin uzun dönem denge düzeylerinin de deitiini iddia etmektedirler. Bu görü, literatürde Hysteresis Hipotezi olarak bilinmektedir. Tobin (1972), istihdam ve buna balı olarak isizlik oranının da bu türden ekonomik deikenler olduunu ileriye sürmütür. Türkiye örneine ilikin dönemi yıllık veri setinden yararlanılarak yapılan bu çalımada, söz konusu hipotezin geçerlilii test edilmitir. Test sonuçları, hipotezin bazı dönemlerde geçerli olduunu, bazı dönemlerde ise geçerliliini yitirdiini göstermektedir. Hipotezin, bu ekilde, kimi zamanlar geçerli ve kimi zamanlarda da geçersiz olması, aratırmayı bu tutarsızlıın üzerinde younlamaya yöneltmitir. Yapılan incelemeler, ekonomide önemli yapısal deimelerin olduu periyotlarda ortaya konulan ekonomi politikalarının, Phillips erisinin eimini deitirdiini ve bu yüzden de ilikinin geçici olarak ortadan kalktıını göstermektedir. Nitekim, Yapısal ktisatçılar olarak adlandırılan iktisatçıların görüleri de aynı sonuca ulamaktadır. Yapısal iktisatçılara göre, enflasyon oranını hedef alan ekonomi politikaları gerçekleen isizlie etkide bulunacak, ulaılan yeni isizlik oranı ekonomi bünyesinde yapısal bir hal alarak kalıcı hale geldikten sonra, enflasyon oranı kendiliinden dümeye balayacaktır. Bu çalımada yapılan teorik incelemeler de aynı sonucu vermekle birlikte, enflasyonun yeni isizlik oranını benimseyerek düme eilimine girmediine iaret etmektedir. Ulaılan yeni isizlik düzeylerinde enflasyon beklentilerinin kırılması sonucunda enflasyon oranlarının dümesi beklenirken, bu durumun gerçeklememesi, özellikle son

12 yıllarda, enflasyon oranlarını hedef alan ve bir türlü istenilen sonuca ulamayan çok sayıda tedbir paketinin açıklanmasıyla ilikilidir. Oluturulan her istikrar paketi, ekonomide yeni bir yapısal dönüüme yol açmakta, bu da, ekonomik birimlerin önceki beklentilerinin yerini yeni bir okla ikame etmesine neden olmaktadır. Her ok, Phillips erisinin eimini biraz daha deitirmekte, bunun sonucu olarak da, alternatif maliyeti aslında daha düük olan anti enflasyonist politikaların maliyetini (isizlikle enflasyon arasındaki ödünlemenin alternatif maliyetini) yükseltmektedir. Ekonominin dengeli bir yapıya kavuması için, bu sıklıkta istikrar paketlerinin oluturulmaması gerekmektedir. Ya da, oluturulan istikrar paketlerinin baarıya ulaması için her yol denenmelidir döneminde uygulanmakta olan istikrar tedbirleri, IMF nin katkılarıyla da olsa, bir ara baarılı gibi görünmü, en azından baarılı olması için gereken özveri gösterilmitir. Ancak, Kasım 2000 krizi ve hemen ardından ortaya çıkan ubat 2001 krizi, tabiri caizse, ilemekte olan ekonomik çarka çomak sokmanın çok aır bir faturası olarak önümüze gelmitir. Son istikrar programında yaananlar, adeta, bu çalımada da ele alınan, 1960 dönemi yapısal krizini anımsatmaktadır. Fiyat istikrarını salamak gibi iyi bir niyetle balamı olsa da, uygulanan program, bütün dengeleri içinden çıkılmaz bir ekilde sarsmıtır. Bu durum, ekonomi bilimiyle ilgilenen herkesin, Ekonomiye müdahale etmekten vazgeçin. O kendi dengesini bulur! eklinde bir görüe sahip hale getirmitir. Bu çalımadan elde edilen sonuçlar, u ekilde özetlenebilir: (i) steri hipotezi, Türkiye örnei için, zayıf kanıtlar bulunmu olsa da, geçerlidir, (ii) istikrarı salama amacıyla oluturulan her program, ekonomik deikenler arasındaki armoniyi bozmakta, bu da daha büyük istikrarsızlıklara zemin hazırlamaktadır ve (iii) Keynesyen iktisatçılar isteri hipotezi konusunda haklı bile olsalar, aslında ekonomiyi kendi haline bırakmak daha iyidir eklinde özetlenebilir. KAYNAKLAR Campbell, J. ve Mankiw, N. G., (1986), Are Output Fluctuations Transitory?, National Bureau of Economic Research Working Paper. Frisch, H., (1989), Enflasyon Teorileri, Çev: Ertan Oktay, Elif Neriyat, Ankara. Hall, R. E., (1978), Stochastic Implications of the Life Cycle-Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence, Journal of Political Economy, Vol. 86, ss: Harvey, A. C., (1991), Forecasting, Structural Time Series Models and the Kalman Filter, Cambridge University Press. Nelson, C. ve Plosser, C., (1982), Trends and Random Walks in Macroeconomic Time Series: Some Evidence and Implications, Journal of Monetary Economics, Vol.10, ss: Parasız.., (1998), Makro Ekonomi Teori ve Politika, Ezgi Kitapevi, Bursa. Scarth, W. M., (1988), Macroeconomics An Introduction to Advanced Methods, Harcourt Brace Jovanovich, Canada. Tobin, J., (1972), Inflation and Unemployment, The American Economic Review, Vol. 62, ss: ABSTRACT In this study, Hysteresis Hypothesis that assumes the natural rate of unemployment fallows the last period s realized unemployment was examined for the Turkish case by using annual data for the period of The technique used in this study is the Kalman Filter that is using as an influential technique to estimate the parameters of the time varying regressions. Obtaining results show that the hypothesis is valid for some periods. They show also, however, it is not valid for some periods, because the applying policies by the policy makers deteriorate the harmony among the economical variables. The first necessity for the validity of the hypothesis, moreover to reach the wishing economical performance is not to interfere to the economy more than needed.