Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği

Transkript

1 Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır. Bu amaçla, Lasrapes in (1992) iki boyulu modelinin ruhuna uygun olarak, reel ve nominal döviz kurlarındaki değişim oranlarının içsel değişken olarak yer aldığı iki değişkenli SVAR modeli belirlenmeke ve reel ile nominal şoklar olmak üzere iki ür yapısal şok anımlanmakadır. Blanchard ve Quah ın (1989) öncüsü olduğu yaklaşım kullanılarak, nominal şokların reel döviz kuru üzerinde kalıcı ekisi olmadığı varsayımı yapılmakadır. Sonuçlar, Erla ve Erla ın (1998) önceki çalışmasından farklı olarak, nominal şokların reel döviz kuru dalgalanmalarına yapığı kakı ile reel şokların nominal döviz kuru dalgalanmalarına yapığı kakının ihmal edilemeyeceğine işare emekedir. Anahar Kelimeler: Reel Döviz Kuru Dalgalanmaları, Reel ve Nominal Şoklar, Yapısal Vekör Ooregresyon, Türkiye JEL Sınıflaması: C32, F31, F41 Absrac - The Effecs of Real and Nominal Shocks on Real and Nominal Exchange Raes: The Case of Turkey This paper aims o explain he sources of real exchange rae flucuaions in Turkey. For his purpose, a bivariae SVAR model wih he raes of change in he real and in he nominal exchange raes as endogenous variables is specified, and wo ypes of srucural shocks are idenified as real and nominal shocks in he spri of wo dimensional model of Lasrapes (1992). Using he approach pioneered by Blanchard and Quah (1989), i is assumed ha nominal shocks have no permanen effec on he real exchange rae. The resuls indicae ha unlike he previous sudy of Erla and Erla (1998), he conribuion of nominal shocks o real exchange rae flucuaions and he conribuion of real shocks o nominal exchange rae are no negligible. Keywords: Real Exchange Rae Flucuaions, Real and Nominal Shocks, Srucural Vecor Auoregression, Turkey JEL Classificaion: C32, F31, F41 Dr., Uzman, T.C. Merkez Bankası Bu çalışmada belirilen görüşler yazarına ai olup, T.C. Merkez Bankasının görüşlerini yansımamakadır. BDDK Bankac l k ve Finansal Piyasalar Cil:5, Say :1,

2 1. Giriş Breon Woods siseminin 1970 li yılların başlarında erk edilmesinin ardından reel döviz kurlarındaki dalgalanmaların dikkae değer bir ölçüde arması, ikisaçıları ve poliika yapıcılarını söz konusu dalgalanmaların kaynaklarını araşırmaya yönelmişir. Lieraürde, bu konuda iki farklı görüş bulunmakadır: Kökeni Mundell (1962), Fleming (1962) ile Dornbusch un (1976) çalışmalarına dayanan ve Mussa (1986) arafından gelişirilen ilk yaklaşım olan dengesizlik görüşü (disequilibrium view), döviz kuru oynaklığının büyük bir bölümünün başa döviz piyasaları olmak üzere mali piyasalardaki bozulmalardan veya nominal şoklardan kaynaklandığını ve bu nedenle nominal döviz kurunun şokların ekisini yayan (propagaor of shocks) bir özelliğe sahip olduğunu savunmakadır. Sockman (1980, 1983, 1988) arafından oraya aılan ve Lucas (1982) ile Svensson (1985) arafından da farklı şekillerde ele alınan bir diğer yaklaşım olan denge görüşü (equilibrium view) ise, reel döviz kurundaki dalgalanmaların reel şoklardan kaynaklandığını ve bu nedenle nominal döviz kurunun şokların ekisini soğuan (absorber of shocks) bir özelliğe sahip olduğunu iddia emekedir. Buna göre, dengesizlik görüşü sabi döviz kuru siseminin reel ekonomiyi nominal şoklar karşısında koruma anlamında bir kalkan görevini üslendiğini, denge görüşü ise esnek döviz kuru sisemini erk eden ülkelerin reel ekonomik büyüklüklerin isikrarının sağlanması nokasında göreli olarak bir maliyele karşılaşacağını ileri sürmekedir. Lieraürde, döviz kurlarında görülen dalgalanmaların kaynaklarının, çoğunlukla, Blanchard ve Quah (1989) arafından uzun dönemli kısılamalara yönelik olarak gelişirilen yönemin yapısal vekör ooregresyon (srucural vecor auoregression, SVAR) modeli çerçevesinde kullanılarak açıklanmaya çalışıldığı görülmekedir. Bu çalışmanın da içinde olduğu SVAR modelini emel alan çalışmalar, Lasrapes (1992) ile Clarida ve Galí (1994) arafından gelişirilen iki özgün model emelinde yapılmakadır. Lasrapes modelinde, reel ve nominal döviz kurları olmak üzere iki değişkenin yer aldığı SVAR modelinde şoklardan birincisi reel, ikinci ise nominal şok olarak anımlanmaka ve reel şokların ekonominin arz ve alep arafından kaynaklanması nedeniyle uzun dönemde hem reel hem de nominal döviz kurunu ekilediği, para arzındaki değişimlerin neden olduğu nominal şokların ise sadece nominal döviz kuru üzerinde uzun dönemli ekiye sahip olduğu kabul edilmekedir. 36 Ahme Mura ALPER

3 Lasrapes (1992), söz konusu model çerçevesinde reel döviz kurlarında görülen dalgalanmaların büyük bir kısmının reel şoklardan kaynaklandığı sonucuna ulaşmışır. Lasrapes i akip eden diğer yazarlardan Chen ve Wu (1997), Enders ve Lee (1997), Erla ve Erla (1998), Brahmasrene ve Jiranyakul (2004), Chowdhury (2004), Moore ve Penecos (2006), Ha vd. (2007), Ok vd. (2010), Moura ve Da Silva (2011) ile Nasir ve Malik (2011) de reel şokların önemini oraya koymuşlardır 1. Morales-Zumaquero (2006) ise, ele aldığı ülkelerin bir kısımda reel şokların, bir kısmında nominal şokların baskın olduğuna dair bulgular elde emişir. İkinci özgün model olan Clarida-Galí modeli ise, emeli Dornbusch (1976), Branson (1979), Flood (1981), Mussa (1982), Obsfeld (1985) ve McCallum (1989) arafından aılan rasyonel bekleyişlerin geçerli olduğu, iki açık ülkenin yer aldığı, üç sokasik denklemden oluşan makro bir modele dayanmakadır. Söz konusu modelde, reel ve nominal şokların ekisi yine SVAR modeli çerçevesinde incelenmeke, ancak Lasrapes modelinden farklı olarak, değişken sayısı, göreli üreim düzeyi, reel döviz kuru ve göreli fiya düzeyi olmak üzere üçe çıkarılmaka; reel şoklar ise oplam arz ve oplam alep şokları olmak üzere ikiye ayrılmakadır. Buna göre, uzun dönemde göreli üreim düzeyinin sadece oplam arz şokundan, reel döviz kurunun oplam arz ve oplam alep şoklarından, göreli fiya düzeyinin ise oplam arz, oplam alep ve nominal şokların ümünden ekilendiği varsayımı yapılmakadır. Clarida ve Galí (1994), söz konusu model yardımıyla, ele aldığı dör gelişmiş ülkenin ikisi için nominal şokların, diğer ikisi için de reel şokların, reel döviz kurlarındaki değişimlerin açıklanmasında önemli bir paya sahip olduğunu espi ederek nominal şokların önemine dikka çekmişir. Söz konusu modeli uygulayan Chadha ve Prasad (1997), Thomas (1997), Asley ve Garran (2000), Funke (2000), Döpke vd. (2001), Deken vd. (2002), Karunarane (2002), Zhang vd. (2004), Wang (2005), Meurers (2006), Sfia (2006), Hamori ve Hamori (2007), Ahmad ve Penecos (2009), Inoue ve Hamori (2009), Ska-Gawrysiak (2009) ile Juvenal (2009) reel şokların; Bhundia ve Goschalk (2003), Borghijs ve Kuijs (2004), Chen (2004) ile Kim ve Lee (2008) ise nominal şokların ekin olduğunu ileri sürmüşlerdir. 1 Kimi yazarlar, emelde, Lasrapes modelini uygulamakla birlike nominal döviz kuru yerine göreli fiya düzeyi, göreli reel faiz oranı ve cari işlemler dengesi gibi başka değişkenleri kullanmışlardır. Bu çalışmalardan, göreli fiya düzeyi verisini kullanan Aleisa ve Dibooğlu (2002) ile cari işlemler dengesi verisini kullanan Lee ve Chinn (2006) reel döviz kurlarındaki dalgalanmaların asıl sebebinin reel şoklar olduğu sonucuna varırken, göreli fiya düzeyini kullanan Dibooğlu ve Kuan (2001) incelediği iki ülkenin birinde reel şokların, diğerinde ise nominal şokların ekin olduğunu espi emiş, göreli reel faiz oranını kullanan Soo (2003) ise kısa dönemde nominal şokların, uzun dönemde ise reel şokların önemini vurgulamışır. Bir diğer yazar olan Borghijs ve Kuijs (2004) ise, nominal döviz kuru ile birlike reel döviz kuru yerine göreli üreim düzeyi kullanmış ve nominal şokların önemine dikka çekmişir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 37

4 Ska (2006) da, ele aldığı ülkelerin bir kısmında reel şokların, bir kısmında ise nominal şokların daha önemli olduğunu oraya koymuşur. Khan vd. (2010) ise, kısa dönemde nominal şokların, uzun dönemde ise reel şokların daha ekin olduğuna dair bulgular elde emişir 2. Türkiye verileri kullanılarak döviz kurlarının belirlenmesine yönelik olarak pek çok çalışma yapılmasına karşın, döviz kurlarındaki dalgalanmaların kaynakları bilindiği kadarıyla sadece Erla ve Erla (1998) arafından araşırılmışır. Lasrapes modelinin emel alındığı bu çalışmada 1980 yılının ilk çeyreği ile 1993 yılının son çeyreği arası dönem için fiya düzeyi olarak ükeici fiyaı alınmış, döviz kurları ise Türkiye nin dış icareinde en fazla payı olan ABD, Almanya, Fransa, İalya, İngilere, Hollanda, Japonya ve Suudi Arabisan ile bu sekiz ülkenin oluşurduğu sepe için anımlanmışır. Erla ve Erla (1998), söz konusu çalışmasında üç önemli sonuca ulaşmışır: (i) Reel döviz kurlarında görülen dalgalanmaların asıl kaynağı reel şoklar iken, nominal döviz kurlarında görülen dalgalanmaların kaynakları ise nominal şoklardır. (ii) Reel şokların reel döviz kurlarında yol açığı dalgalanmalar nominal döviz kurlarındaki değişimlerin aksine göreli fiyalardaki değişimlerin ekisiyle oraya çıkmakadır. (iii) Nominal ve reel döviz kurlarının kalıcı değerlerine dönmesi üç ila dör yıl arasında değişmekedir. Bu çalışmada ise, Erla ve Erla (1998) arafından yapılan çalışmada olduğu gibi döviz kurlarının Türkiye deki dalgalanmalarının kaynakları Lasrapes modeli çerçevesinde incelenmişir. Bununla birlike, Erla ve Erla an (1998) farklı olarak reel döviz kurları farklı fiya düzeyleri ile anımlanmış ve daha uzun veri sei ile çalışılmışır. Bu çerçevede, üç emel soruya yanı aranmışır: (i) Reel döviz kurunun farklı fiya düzeyleri için anımlanması ne gibi sonuçlara yol açmakadır? 2 Bazı yazarların Clarida-Galí modelini oluşuran değişkenlerin sayısını incelemeye konu eikleri ülkelerin yapısal koşullarını dikkae alarak arırdıkları görülmekedir. Niekim, Alexius (2001) ve Bjørnland (2004) perol fiyaını, Huang ve Suchada (2003) ne sermaye girişini, Ska-Gawrysiak (2009) ise mali piyasa endeksini Clarida-Galí modeline dördüncü değişken olarak dahil emiş ve reel şokların önemli olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Dördüncü değişken olarak göreli faiz oranlarını ekleyen Farran ve Peersman (2006) ise, nominal şokların önemini vurgulamışır. Deken vd. (2002) ise, göreli işgücünü, göreli kamu harcamalarını ve göreli faiz oranını ilave ederek Clarida-Galí modelini genişlemiş ve reel şokların döviz kurlarında görülen dalgalanmaların büyük bir kısmını açıkladığı sonucuna ulaşmışır. Lasrapes ile Clarida-Galí modellerinin haricinde Rogers (1998) reel şokları mali, oplam arz ve oplam alep şokları olarak üçe, nominal şokları ise parasal aban ve para çarpanı şokları olarak ikiye ayırarak, beş değişkenli SVAR modeli yardımıyla reel döviz kurlarındaki değişimleri incelemiş ve söz konusu değişimlerin büyük bir kısmının nominal şoklardan kaynaklandığını espi emişir. Rogers ın çalışmasını akip eden Chen (2004) de, nominal şokların önemine değinmişir. Weber (1999), yine beş değişkenli SVAR modeli çerçevesinde işgücü piyasası, oplam arz ve oplam alep şoklarını reel şoklar, para alebi ve para arzı şoklarını ise nominal şoklar olarak anımlayarak reel şokların nominal şoklardan daha baskın olduğu yönünde bir sonuç elde emişir. An ve Kim (2010), perol fiyaları, göreli üreim düzeyi, reel döviz kuru, nominal döviz kuru ve göreli nominal faiz oranını kullanarak formüle eiği beş değişkenli SVAR modeli yardımıyla reel şokların önemine dikka çekmişir. Tien (2009) ise, değişken sayısını sekize çıkararak formüle eiği model çerçevesinde nominal şokların reel döviz kurundaki değişimi açıklama gücünün düşük olduğunu belirlemişir. 38 Ahme Mura ALPER

5 Sonuçlar farklılaşmaka mıdır? (ii) Veri seinin günümüze aşınması sonuçları değişirmeke midir? Halen reel döviz kurundaki değişimler reel şoklardan, nominal döviz kurundaki değişimler ise nominal şoklardan mı kaynaklanmakadır? (iii) 1993 yılından sonra yaşanan iki büyük ekonomik kriz ile poliika değişiklerinin sonuçlar üzerinde ekisi var mıdır? Yapısal kırılmalar gözlemlenmeke midir? Söz konusu üç soruya yanı aranması amacıyla bu çalışma beş bölüme ayrılmış olup, ikinci bölüm eorik değerlendirmelere, üçüncü bölüm ise kullanılan ekonomerik yöneme ayrılmış, dördüncü bölümde ekonomerik bulgulara yer verilmiş, beşinci bölümde de elde edilen sonuçlar değerlendirilmişir. 2. Teorik Değerlendirmeler Uluslararası ikisa lieraüründe, reel ve nominal döviz kurları üzerinde ekisi bulunan şoklar, en genel anlamıyla, reel ve nominal şoklar olmak üzere ikiye ayrılmakadır 3. Reel şokların, ekonominin alep veya arz arafından kaynaklanabileceği ve bu şokların gerek reel gerekse nominal döviz kurları üzerindeki ekilerinin kalıcı olacağı kabul edilmekedir. Bununla birlike, para arzındaki kalıcı değişimler gibi nominal şokların, nominal döviz kuru üzerinde kalıcı bir değişime yol açacağı, ancak reel döviz kuru üzerindeki ekisinin geçici olduğu ve bu ekinin uzun dönemde kaybolacağı ileri sürülmekedir. Ender ve Lee (1997), reel ve nominal şokların, reel ve nominal döviz kurları üzerindeki ekilerini Dornbusch (1976) arafından küçük açık ekonomiler için gelişirilen model yardımıyla açıklamaya çalışmışır. Söz konusu model, m p y i, 0 (1) * 1 i i E s s (2) d y q g i y, 0 1; >0, (3) p 1 p d, 0 (4) q s p p (5) * 3 Bazı çalışmalarda yapısal şokların farklı isimlerle anıldığı görülmekedir. Reel ve nominal şoklar, sırasıyla, Borghijs ve Kuijs (2004) arafından nör olmayan (non-neural) ve nör (neural) şoklar, Lee ve Chinn (2006) ile Moore ve Penecos (2006) arafından kalıcı (permanen) ve geçici (emporary) şoklar, Ha vd. (2007) arafından ise emel (fundamenal) ve emel olmayan (non-fundamenal) şoklar şeklinde adlandırılmakadır. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 39

6 şeklinde beş emel eşiliken oluşmakadır ki burada üs simge (*) işarei yur dışı ekonomiye ai değişkenleri göserir ve faiz oranları dışındaki üm değişkenler logarimik formda iken, m para arzını, p fiyaı, y üreimi, i faiz oranını, s bir birim yabancı para biriminin yerli para birimi karşılığı şeklinde ifade edilen nominal döviz kurunu, d yerli mallar üzerindeki alep fazlası baskısını, q reel döviz kurunu, g ise başa kamu harcamaları olmak üzere oplam alebi arıran herhangi bir değişkeni emsil emekedir. Eşilik (1) yur içi para arzına eşi olan yur içi para alebinin yur içi fiya ve yur içi üreim ile poziif, yur içi faiz oranı ile de negaif yönlü bir ilişkisi olduğu varsayımına dayanmakadır. Eşilik (2) yur içi faiz oranının, yur dışı faiz oranı ile yerli paranın beklenen değer kaybı oranının oplamına eşi olduğunu göseren kapsanmamış faiz pariesini (uncovered ineres pariy) ifade emekedir. Eşilik (3) * alep baskısı y s p p g i ile yur içi üreim arasındaki fark olarak nielendirilen alep fazlası baskısını gösermekedir ki burada alep baskısı üzerinde yur içi üreim, reel döviz kuru ve kamu harcamalarının poziif, yur içi faiz oranının ise negaif ekisi bulunmakadır. Eşilik (4) fiyaın inibak sürecini gösermekedir. Buna göre, alep fazlası baskısının arması yur içi fiyaın yükselmesine yol açmakadır. Eşilik (5) ise reel döviz kurunu anımlamaka olup, reel döviz kurunun arması, yerli para biriminin reel olarak değer kaybemesi anlamına gelmekedir. Söz konusu modelde çözüme ulaşmak üzere, dışsal olan değişkenlere ai zaman paikalarının belirlenmesi amacıyla, y g y (6) 1 1 y1 m g (7) 1 1 g1 m (8) 1 1 m1 * * p 1 p... 0 (9) şeklinde dör varsayımda bulunulmakadır ki burada y1 ve g1, sırasıyla, reel şoklar olarak gelir ve kamu harcamaları şoklarını, m1 ise nominal şok olarak para 40 Ahme Mura ALPER

7 şokunu emsil emekedir. Buna göre, eşilik (6)-(8) söz konusu şokların sadece kalıcı bileşenlerden oluşuğunu, eşilik (9) ise yur dışı fiyaın zaman içinde değişmeyerek sıfır düzeyinde kaldığını gösermekedir. Uluslararası ekonomi lieraüründe yer alan çoğu model gibi, dünya ekonomisinin iki küçük açık ekonomiden oluşuğu ve davranışsal paramarelerin de bu ülkeler için özdeş olduğu,,,, varsayımının yapılması durumunda, yur içi ekonomiye ai değişkenler yur dışı ekonomiye kıyasla göreli büyüklükler olarak anımlanabilmekedir. Bu durumda, m yur içi ile yur dışı para arzı farkını, y yur içi ve yur dışı üreim farkını, i yur içi ve yur dışı faiz oranı farkını gösermekedir. p ise yur içi ile yur dışı fiya farkını emsil emeke olup, yur dışı fiyaın da içsel değişken olarak nielendirilmesinden öürü eşilik (9) u kullanmak gereksiz hale gelmekedir. Buna göre, p 0 başlangıçaki göreli fiyaı göserirken, eşilik (1)-(8) yardımıyla, nominal ve reel döviz kurlarına ilişkin zaman paikası, k s p 1 1 m y 1 m y g (10) k1 1 k1 k1 0 2 k q p m k 1 k yk m 2yg (11) şeklinde elde edilmekedir ki burada, ,, ve varsayım gereği 0 1, 1 1 dir. Eşilik (10)-(11) yardımıyla elde edilen nominal ve reel döviz kurlarına ai zaman paikaları, nominal ve reel şokların ekilerinin incelenmesini mümkün kılmakadır. Nominal şok olarak para arzı arışı ele alındığında, 0 ds dm dq dm 1 0 (12) sonucu elde edilmekedir ki bu durum nominal şokların gerek reel gerekse nominal döviz kuru üzerinde kısa dönemde ekisi olduğunu gösermekedir. Bununla birlike, Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 41

8 1 lim d d 1 k s m 1 1 (13) j j 0 1 k lim d d 11 k q m 1 0 (14) j j 0 1 k şeklinde ulaşılan sonuç, uzun dönemde, nominal şokların reel döviz kuru üzerindeki ekisinin kaybolduğunu, nominal döviz kuru üzerindeki ekisinin ise devam eiğini gösermekedir. Reel şoklar olarak, ilk olarak, gelir şokları incelendiğinde, söz konusu şokların nominal ve reel döviz kurları üzerindeki kısa dönemli ekisinin, ds dy dq dy (15) 2 şeklinde 2 kadar olduğu görülmekedir. Uzun dönemde de, gelir şokunun, nominal ve reel döviz kurları üzerindeki ekileri, lim ds j d y 1 1 (16) j lim dq j d y 1 0 (17) j olarak devam emekedir. Kamu harcamaları şoklarının diğer bir reel şok olarak değerlendirilmesi durumunda, gerek kısa gerekse uzun dönemde, söz konusu şokların ds dg limds j dg 1 (18) j dq dg limdq j dg 1 (19) j şeklinde nominal ve reel döviz kurları üzerindeki ekisinin birbirleriyle özdeş oldukları görülmekedir. Buna göre, reel ve nominal şokların, reel ve nominal döviz kuru üzerinde kısa dönemde ekisinin bulunduğu, ancak nominal şokların uzun dönemde nominal döviz kuru üzerindeki ekisinin devam emekle birlike, reel döviz kuru üzerindeki ekisinin kaybolduğu sonucu elde edilmekedir. 3. Ekonomerik Yönem Ekonomerik yönem olarak, Lasrapes in (1992) çalışması emelinde, düzeyde birim köke sahip olmakla birlike birinci farkları alınması halinde durağan hale 42 Ahme Mura ALPER

9 gelen reel ve nominal döviz kurlarının yer aldığı iki değişkenli SVAR modeli kullanılmışır. Buna göre, söz konusu SVAR modeli, z ALu, var u şeklinde ifade edilmekedir ki burada I (20) q ve s kurlarının birinci farklarını göserirken 2 1 z q s, sırasıyla, reel ve nominal döviz boyulu değişkenler vekörünü, u R ve u N, sırasıyla, reel şoklar (verimlilik arışı, eknolojik gelişimler, ercihlerdeki değişim vb.) ile nominal şokları (nominal para arzı arışları, u u u 2 1 boyulu yapısal şoklar devalüasyon vb.) göserirken R N vekörünü emsil emekedir. AL ise gecikme operaörü marisini ifade emekedir. A i marisleri bilinmeyen yapısal kasayıları içermeke olup, u marisinde yer alan yapısal şoklar da gözlenememekedir. Bu nedenle, VAR modeli indirgenmiş formda, z CLv, var C v, 0 şeklinde yazılarak C i marisleri elde edilmekedir. Eşilik (20)-(21) yardımıyla, v A i 0 I (21) A u (22) C A, i 1,2,..., k (23) i 0 sonuçlarına ulaşılmakadır. Eşilik (23), A i marisleri için çözüme ancak A 0 marisinin bilinmesi halinde ulaşılabileceğine işare emekedir. Değişken sayısının n iki olması, A 0 marisi için n 2 4 kadar kısılama geirilmesini gerekli kılmakadır. Söz konusu kısılamalar iki aşamada belirlenmekedir: İlk aşamada, yapısal şokların orogonal olduğu varsayımı alında AA 0 0 şeklinde edilen varyans-kovaryans marisi yardımıyla nn1 2 3 kadar kısılama sağlanmakadır. İkinci aşamada, Blanchard ve Quah (1989) arafından ileri sürülen yaklaşıma göre, ekonomik eoriye uygun olarak dışsal şokların içsel değişkenler üzerindeki uzun dönemli ekileri dikkae alınarak geriye kalan ek kısılama da Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 43

10 n n1 2 1 yerine geirilmekedir 4. Lasrapes modeline göre, ekonomik eori göz önüne alınarak, nominal şokların uzun dönemde reel döviz kuru üzerinde ekisi olmadığı varsayımı yapılmakadır. Söz konusu varsayım gereğince, A 1 marisinin birinci saırının ikinci süunundaki öğe sıfır değerini almakadır. Buna göre, eşilik (20) nin uzun dönemli göserimi, q A ur s A21 1 A22 1 u N (24) şeklinde yazılmakadır ki burada A 1 A0 A1..., u nin z üzerindeki uzun dönemli ekisini gösermekedir. Böylece, yapısal şokları içeren u vekörü ve A 0 marisinin belirlenmesiyle elde edilen A i marisleri yardımıyla, döviz kurlarında gözlemlenen dalgalanmaların kaynaklarının araşırılabilmesi için eki-epki fonksiyonları ile varyans ayrışırma yönemlerinin uygulanmasına zemin hazırlanmış olmakadır. 4. Ekonomerik Bulgular 4.1. Veri Sei Çalışma kapsamında yer alan değişkenlere ilişkin veri sei, 1987:1-2010:2 dönemine ai 94 üç aylık gözlemden oluşmakadır. Nominal döviz kuru (s) olarak 1 ABD dolarının Türk lirası karşılığının logarimik değeri kullanılmışır. Reel döviz kuru (q) ise, p ve p *, sırasıyla, Türkiye ve ABD ye ai ilgili fiya düzeyini göserirken logarimik formda q = s + p * p formülü yardımıyla 2005 baz yılı için hesaplanmışır. Fiya düzeyi olarak; ükeici fiyaları endeksi (CPI), üreici fiyaları endeksi (PPI) ve gayri safi yur içi hasıla deflaörü (DEF) dikkae alınarak qcpi, qppi ve qdef olmak üzere üç farklı reel döviz kuru serisi elde edilmişir. Böylece, üç farklı reel döviz kuru için üç model oluşurulmuş ve döviz kurlarında görülen dalgalanmaların kaynakları bu modeller yardımıyla araşırılmışır. Hesaplamalarda kullanılan nominal döviz kuru ile fiya düzeyleri Uluslararası Para Fonundan emin 4 Lieraürde, Blanchard-Quah yaklaşımı dışında farklı kısılama yönemleri de bulunmakadır. Niekim, Bernanke (1986), Blanchard ve Wason (1986) ile Sims (1986) eşanlı kısılamaların, Galí (1992) eşanlı ve uzun dönemli kısılamaların birlike, King vd. (1991), Gonzalo ve Ng (2001) ile Garran (2003) ise eşbüünleşmeye dayalı kısılamaların geirilmesini önermekedirler. Shapiro ve Wason (1988) da, Blanchard-Quah yaklaşımından farklı bir şekilde uzun dönemli kısılamaların konulması gerekiğini ileri sürmekedir. 44 Ahme Mura ALPER

11 edilmişir. Reel ve nominal döviz kurlarının zaman içindeki harekeleri Grafik 1 de yer almakadır. Grafik 1: Reel Döviz Kurları ve Nominal Döviz Kuru Tablo 1 de döviz kurlarının birinci farklarına ilişkin anımlayıcı isaisikler yer almakadır. Buna göre, döviz kurunda görülen oralama nominal değer kaybının, Türkiye nin ABD ye nazaran daha yüksek enflasyon oranlarına sahip olması nedeniyle oralama reel değer kaybından daha büyük olduğu görülmekedir. Benzer şekilde, nominal döviz kuru oynaklığı da, reel döviz kuru oynaklıklarından daha yüksekir. Diğer yandan, çarpıklıklarının 0 dan, basıklıklarının ise 3 en büyük olması nedeniyle nominal ve reel döviz kurları sivri bir yapıya sahip olup, normal dağılmamakadır. Niekim, Jarque-Bera es isaisikleri de normal dağılıma sahip olmadıklarını doğrulamakadır. Tablo 1: Tanımlayıcı İsaisikler Nolar: (1) işarei birinci fark operaörünü gösermekedir. (2) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Tablo 2 döviz kurları ile fiya düzeylerinin birinci farkları arasındaki korelasyonu gösermekedir. Buna göre, çeyrek dönemler iibarıyla yaşanan değişimler dikkae alındığında nominal döviz kuru ile reel döviz kurları arasında poziif bir ilişki Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 45

12 bulunmakadır. Diğer yandan, döviz kurunun nominal değer kayıpları ile reel değer arışları, enflasyon oranları ile birlike hareke emekedir. Tablo 2: Korelasyon Marisleri Nolar: (1) işarei birinci fark operaörünü gösermekedir. (2) Reel döviz kuru (q) ile Türkiye ye ai fiya düzeyi (p) olarak, sırasıyla, Model I için qcpi ve CPI; Model II için qppi ve PPI; Model III için de qdef ve DEF kullanılmışır. (3) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir Durağanlık ve Eşbüünleşme Analizleri SVAR modelinde, kullanılan değişkenlerin öncelikle durağan olması gerekmekedir. Bu nedenle, Genişleilmiş Dickey-Fuller (Augmened Dickey-Fuller, ADF), Phillips-Perron (PP), Dickey-Fuller Genelleşilmiş En Küçük Kareler (Dickey- Fuller Generalized Leas Squares, DF-GLS) ve Ng-Perron (NP) birim kök eslerine başvurulmuşur 5. Tablo 3 en her dör ese göre üç farklı reel döviz kuru ile nominal döviz kurunun düzeyde birim köke sahip olduğu, birinci farklarının alınması halinde ise durağanlık koşulunu yüzde 1 anlamlılık düzeyinde yerine geirdiği görülmekedir. k 5 ADF esi (Dickey ve Fuller, 1979, 1981), x x x u 1 i1 i i şeklinde ifade edilen eşiliğin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada birinci fark operaörünü, x incelemeye konu edilen değişkeni, sabi erimi, rende ai kasayıyı, u ise akgürülü sürecine sahip haa erimini gösermekedir. = 0 boş hipoezinin reddedilmesi, x serisinin durağan olduğu anlamına gelmekedir. PP esi (Phillips ve Perron, 1988), yukarıdaki eşiliğin basi formunda, i 0, yer alan kasayısına ai oranının değişirilmesiyle elde edilen Z isaisiği yardımıyla uygulanmakadır. DF-GLS esi (Ellio vd. 1996), yukarıdaki eşiliğin x serisinin genelleşirilmiş en küçük kareler yönemiyle rendden arındırılarak ahmin edilmesine dayanmakadır. NP esi (Ng ve Perron, 2001) ise, rendden arındırılan x serisi ile PP esinde önerilen Z isaisiği yardımıyla elde edilen MZ isaisiği dikkae alınarak yapılmakadır 46 Ahme Mura ALPER

13 Tablo 3: Birim Kök Tesi Sonuçları Nolar: (1) Kriik değerler ADF, PP ve DF-GLS esleri için MacKinnon (1996), NP esi için de Ng ve Perron (2001) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. ADF ve PP eslerinde % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde kriik değerler sabi erim içeren modeller için, sırasıyla, -3,503 ve -2,893 iken, sabi erim ile birlike rend içeren modeller için, sırasıyla, -4,060 ve -3,459 dur. Söz konusu kriik değerler DF-GLS esi için, sırasıyla, -2,590 ve -1,944 ile -3,60 ve -3,056; NP esi için de, sırasıyla, -13,80 ve -8,10 ile -23,80 ve -17,30 dur. (2) Paranez içi değerler Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (3) * işarei boş hipoezin % 1 düzeyinde reddedildiğini gösermekedir. (4) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Düzeyde durağan olmayan değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olmaması SVAR modelinin ahmin edilmesinde ikinci ön koşulu oluşurmakadır 6. Bu nedenle, reel ve nominal döviz kurları arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığı, anımlanan üç farklı model çerçevesinde, öncelikle ek denklemin ahmin edilmesine dayalı olan Engle-Granger (EG), Phillips-Ouliaris (PO), Park ile Hansen eşbüünleşme esleri yardımıyla incelemişir 7. Tablo 4 en görüleceği üzere, her üç model için de EG ve PO eslerine göre reel ve nominal döviz kurları arasında eşbüünleşme ilişkisinin olmadığı yönündeki boş hipoez reddedilememiş, Park ve Hansen eslerine göre ise söz konusu iki değişken arasında eşbüünleşme ilişkisinin olduğu şeklindeki boş hipoez reddedilmişir. Böylece, ek denkleme dayalı eşbüünleşme eslerine göre reel döviz kurları ile nominal döviz kuru arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmadığı sonucuna ulaşılmışır. 6 Durağan olmayan değişkenler arasında uzun dönemli eşbüünleşme ilişki olması durumunda değişkenlerin birinci farkları alınarak oluşurulan SVAR modelinin ahmin edilmesi bilgi kaybına yol açabilmekedir. Bu durumda, SVAR modeli yerine haa düzelme (error correcion) modellerinin kullanılması önerilmekedir. 7 Engle ve Granger (1987) ile Phillips ve Ouliaris (1990) arafından gelişirilen esleri, incelemeye konu olan değişkenler arasındaki ilişkinin ahmin edilmesinin ardından elde edilen haa eriminin durağanlığının sınanmasına dayanmakadır. Hansen (1992) esinde eşbüünleşme veköründe yer alan paramerelerin isikrarlılığı araşırılmakadır. Park (1992) esinde ise, eşbüünleşme vekörüne eklenen sahe (spurious) zaman rendlerinin isaisiki anlamlılığı sınanmakadır. H(0,1) deerminisik eşbüünleşmenin, q > 1 iken H(1,q) ise sokasik eşbüünleşmenin varlığına işare emekedir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 47

14 Tablo 4: Tek Denkleme Dayalı Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Her dör ese de, reel ve nominal döviz kuru arasındaki ilişki amamen düzelilmiş en küçük kareler (fully modified ordinary leas sqares) yönemiyle ahmin edilmişir. (3) EG esinde uygun gecikme uzunluğu Schwarz Bilgi Krieri yardımıyla espi edilmişir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. PO esinde ise, Barle kernel spekral ahmin yönemi kullanılmış olup, ban genişliği Newey-Wes yönemi ile belirlenmişir. (4) EG ve PO eşbüünleşme esleri için MacKinnon (1996), Hansen eşbüünleşme esi için de Hansen (1992) arafından hazırlanan ablolar dikkae alınmışır. (5) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Elde edilen sonucun deseklenmesi amacıyla, ilave olarak, Johansen ve Saikkonen-Lükepohl eşbüünleşme esleri de incelemeye dahil edilmişir. Söz konusu iki esin uygulanmasından önce, reel döviz kurları ile nominal döviz kurunun birinci farkları alınarak oluşurulan kısısız vekör ooregresyon (Unresriced Vecor Auoregression, UVAR) modellerinin gecikme sayılarının belirlenmesi için Akaike Bilgi Krieri (Akaike Informaion Crierion, AIC), Schwarz Bilgi Krieri (Schwarz Informaion Crierion, SIC) ve Hannan-Quinn Krieri (Hannan- Quinn Crierion, HQ) olmak üzere üç farklı yöneme başvurulmuşur. Elde edilen sonuçlar Tablo 5 e özelenmişir. Buna göre, Model I için her üç bilgi krieri de uygun gecikme sayısının 4 olduğuna işare emekedir. Bununla birlike, söz konusu bilgi krierleri Model II ve III için farklı gecikme sayılarının alınmasını önermekedir. Niekim, uygun gecikme sayısı AIC, SIC ve HQ ye göre, sırasıyla, Model II için 5, 1 ve 3, Model III için de 4, 1 ve 2 olarak belirlenmekedir. 48 Ahme Mura ALPER

15 Tablo 5: UVAR Modelinin Gecikme Sayısının Belirlenmesi Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) k gecikme sayısını, * işarei ise bilgi krierlerine göre espi edilen uygun gecikme sayısını gösermekedir. (3) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Farklı gecikme sayılarının hangisinin uygun olduğuna karar verilebilmesi için, bilgi krierleri arafından önerilen en düşük gecikme sayılarıyla ahmin edilen UVAR modellerinden elde edilen haa erimleri incelenmişir. Söz konusu gecikme sayılarında içsel bağını ve değişen varyans sorunlarıyla karşılaşılması durumunda, söz konusu sorunlar giderilene kadar gecikme sayısı birer birer arırılmışır. Buna göre, başlangıça, gecikme sayısı, Model I için 4, Model II ve Model III için de 1 olarak seçilmişir. Bununla birlike, söz konusu gecikme sayılarıyla ahmin edilen UVAR modellerinden elde edilen haa erimlerinde içsel bağını ve değişen varyans sorunlarıyla karşılaşılmışır. Bu nedenle, normalie sorunu gözardı edilmek kaydıyla sonuçları Tablo 6 da yer alan içsel bağını ve değişen varyans esi sonuçları dikkae alınarak gecikme sayısı Model I için 6 ya, Model II ve Model III için de 5 e çıkarılmışır. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 49

16 Tablo 6: Haa Terimi Tes Sonuçları Tablo 6: Haa Terimi Tes Sonuçları Nolar: Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Haa erimi eslerinde, sırasıyla, haa eriminin içsel bağını ve değişen varyans sorunlarını içermediği ve normal dağılıma sahip olduğu boş hipoez sınanmakadır. (3) Breush-Godfrey esinde LM isaisiği, Whie ve Jarque-Bera eslerinde ise 2 isaisiği dikkae alınmışır. (4) Normalie esleri, Cholesky fakorizasyonuna dayanmakadır. (5) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. UVAR modellerinin gecikme sayılarının her üç model için espi edilmesinin ardından, reel ve nominal döviz kurları arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı Johansen ve Saikkonen-Lükepohl (SL) eşbüünleşme analizleri çerçevesinde iz (race) esi sonuçları dikkae alınarak incelenmişir 8. Buna göre, farklı reel döviz kurlarına göre anımlanan her üç model her üç durumda da reel ve nominal döviz kurları arasında herhangi bir eşbüünleşme ilişkisi bulunmadığına işare emekedir (Tablo 7). Bu sonuç, EG, PO, Park ile Hansen eşbüünleşme eslerinden elde edilen reel ve nominal döviz kurları arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmadığı yönündeki sonucu da doğrulamakadır. 8 Johansen (1988, 1991, 1995) arafından gelişirilen eşbüünleşme analizi, x birinci dereceden durağan k değişkenlerin oluşurduğu n 1 boyulu vekörü göserirken x x 1 + i 1 ixi u şeklinde formüle edilen vekör haa düzelme modeline (vecor error correcion model) dayanmakadır. SL eşbüünleşme analizinde (Saikkonen ve Lükepohl, 2000) ise, Johansen analizinden farklı olarak, sabi ve/veya rendden oluşan deerminisik erim genelleşirilmiş en küçük kareler (generalized ordinary leas squares) ahmin edilmeke ve ardından x değişkeni söz konusu deerminisik erimden arındırılmakadır. Johansen ve SL eşbüünleşme eslerinde marisinin rankı, aynı zamanda, eşbüünleşme vekörünün rankı olduğundan iz esine göre r 0 1,..., n 1 : boş hipoezi : H r rank r iken H r rank r şeklindeki alernaifine karşı sınanmakadır. 50 Ahme Mura ALPER

17 Tablo 7: Johansen ve SL Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) J, Johansen eşbüünleşme esini gösermekedir. (2) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (3) Sabi erime sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erimin yer aldığı, VAR modelinde herhangi bir deerminisik erimin bulunmadığı modeli; sabi erim ile birlike rende sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erim ile rendin, VAR modelinde sabi erimin bulunduğu modeli; orogonal rende sahip olan model ise eşbüünleşme vekörü ile VAR modelinin her ikisinde sadece sabi erimin yer aldığı modeli yansımakadır. (4) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (5) Kriik değerler Johansen eşbüünleşme esi için Doornik (1998), SL eşbüünleşme esi için Trenkler (2008) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. (6) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir Yapısal Kırılmalar Alında Durağanlık ve Eşbüünleşme Analizleri Tablo 3 de yer alan birim kök esi ile Tablo 4 ve Tablo 7 de yer alan eşbüünleşme esi sonuçları, Türkiye ekonomisinde ele alınan dönemde herhangi bir yapısal kırılmanın olmadığı varsayımı alında elde edilmişir. Bununla birlike, özellikle Şekil 1a dan 1994 ve 2001 yıllarındaki ekonomik krizlerinin reel döviz kurları, Şekil 1b den ise 2002 yılında uygulamaya konulan örük enflasyon hedeflemesi rejiminin nominal döviz kuru üzerinde neden olduğu değişim belirgin bir şekilde görülmekedir. Bu nedenle, elde edilen sonuçları değişirebileceği ihimaline karşı, söz konusu gelişmelerin birim kök ve eşbüünleşme ilişkisi üzerindeki olası ekilerinin açıkça oraya koyulması gerekmekedir 9. Bu kapsamda, ilk olarak, yapısal kırılma dönemlerinin içsel olarak belirlenebildiği Zivo-Andrews (ZA) ile Lumsdaine-Papell (LP) birim kök eslerine başvurulmuşur 10. Bir yapısal 9 Lieraürde, yapısal kırılmaların dahil edilebildiği birçok birim kök ve eşbüünleşme esi bulunmakadır. Yapısal kırılmaları dikkae alan başlıca birim kök esleri Perron (1989, 1997), Banerjee vd. (1992), Zivo ve Andrews (1992), Lumsdaine ve Papel (1997) ile Lee ve Srazicich (2003); başlıca eşbüünleşme esi ise Gregory ve Hansen (1996) ile Johansen vd. (2000) arafından gelişirilmişir. 10 LP esi (Lumsdaine ve Papell, 1997), sabie iki yapısal kırılmaya izin veren k x x 1 DU1 DU 2 i 1 ixi u şeklinde ifade edilen Model AA nın, sabie Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 51

18 kırılmaya izin veren ZA ile iki yapısal kırılmaya imkan anıyan LP birim kök es sonuçlarına Tablo 8 de yer verilmişir. Söz konusu iki birim kök esi, yapısal kırılmaların varlığına işare ese de, bu kırılmaların reel ve nominal döviz kurlarının düzeyde durağan olmadıkları sonucunu değişirmediğini gösermekedir. Tablo 8: ZA ve LP Birim Kök Tesi Sonuçları Nolar: (1) Sabie yapısal kırılma içeren model ZA esinde Model A, LP esinde Model AA ya; rendde yapısal kırılma içeren model ZA esinde Model B, LP esinde Model CA ya; sabi ve rendde yapısal kırılma içeren model ise ZA esinde Model C, LP esinde ise Model CC ye karşılık gelmekedir. (2) Kriik değerler ZA esi için Zivo ve Andrews (1992), LP esi için Lumsdaine ve Papell (1997) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. ZA esinde % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde kriik değerler sabie yapısal kırılma içeren model için, sırasıyla, -5,34 ve 4,80; rendde yapısal kırılma içeren model için, sırasıyla, -4,93 ve -4,42; sabi ile birlike rendde de yapısal kırılma içeren model için, sırasıyla, -5,57 ve -5,08 dir. Söz konusu kriik değerler LP esi için, sırasıyla, -6,94 ve -6,24; -7,24 ve -6,65 ile -7,34 ve -6,82 dir. (3) Paranez içi değerler Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (4) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. iki, rendde bir yapısal kırılmaya izin veren k x x 1 DU1 DT1 DU 2 i 1 ixi u şeklinde ifade edilen Model CA nın ve sabi ile rendin her ikisinde de iki yapısal kırılmaya izin veren k x x 1 DU1 DT1 DU 2 DT 2 i 1 ixi u şeklinde ifade edilen Model CC nin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada birinci fark operaörünü, x incelemeye konu edilen değişkeni, DU 1 ve DU 2 sabie yapısal kırılmayı göseren kukla değişkenleri, DT 1 ve DT 2 rendde yapısal, ve kukla u ise akgürülü sürecine sahip haa erimini emsil emekedir. 1,2,..., T zamanı ve kırılmayı göseren kukla değişkenleri, sabi erimi, rende ai kasayıyı, değişkenlere ai kasayıları, TB 1 ile TB 2 1 TB1, TB2 T yapısal kırılma dönemlerini gösermek üzere, DU 1 ve DU 2 kukla değişkenleri, sırasıyla, TB1 ve TB2 durumunda bir, diğer durumlarda sıfır; DT 1 ve DT 2 kukla değişkenleri ise, sırasıyla, TB1 ve TB2 durumunda TB1 ve TB2, diğer durumlarda ise sıfır değerlerini almakadır. ZA esi (Zivo ve Andrews, 1992) ise, LP esinden farklı olarak, sabi, rend ve sabi ile birlike rendde ek bir kırılmaya izin veren Model A, Model B ve Model C anımlanarak uygulanmakadır. Buna göre, LP esi için formüle edilen Model CC de 0 iken ZA esi için Model A ya, 0 iken ZA esi için Model B ye ve 0 iken ZA esi için Model C ye ulaşılmakadır. ZA ve LP eslerinde = 0 boş hipoezinin reddedilmesi, x serisinin yapısal kırılmaya sahip olarak durağan olduğu anlamına gelmekedir. 52 Ahme Mura ALPER

19 ZA ve LP birim kök esleri, yapısal kırılmaların anlık olarak gerçekleşiği varsayımına dayanmakadır. Halbuki, ekonomik birimlerin ümü, oraya çıkan değişimlere anlık ve eş zamanlı olarak epki vermemekedirler. Bu nedenle, ZA ve LP eslerine ilaveen yapısal kırılmaların ekisinin birden çok dönemde sürmesine imkan anıyan Saikkonen-Lükepohl (SL) birim kök esi uygulanmışır 11. Tablo 9 da yer alan sonuçlardan görüleceği üzere, SL birim kök esi yardımıyla 1994 yılının ikinci çeyreği ile 1998 yılının ilk çeyreği yapısal kırılma dönemleri olarak espi edilmesine karşın, ZA ve LP eslerinde olduğu gibi yapısal kırılmaların ADF, PP, DF- GLS ve NP birim kök es sonuçlarını ekilemediği sonucuna ulaşılmışır. Tablo 9: SL Birim Kök Tesi Sonuçları Nolar: (1) Kriik değerler Lane vd. (2002) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. Söz konusu değerler % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde sabi erim içeren modeller için, sırasıyla, -3,48 ve -2,88 iken, sabi erim ile birlike rend içeren modeller için, sırasıyla, -3,55 ve -3,03 ür. (2) Paranez içi değerler Akaike Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (3) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. İncelemeye konu edilen değişkenlerin ümünün birinci farklarının durağan olmakla birlike yapısal kırılmalara sahip olması, EG, PO, Park ve Hansen ile Johansen ve SL eşbüünleşme esi sonuçlarını da şüpheli hale geirmişir. Bu nedenle, ilk olarak yapısal kırılma döneminin içsel olarak belirlendiği Gregory- x f u şeklinde 11 SL birim kök esi (Saikkonen ve Lükepohl, 2002 ile Lane vd. 2002), anımlanan eşiliğin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada birinci fark operaörünü, edilen değişkeni, ai kasayıyı, f değişim (shif) fonksiyonunu, sabi erimi, rende x incelemeye konu u ise akgürülü sürecine sahip haa erimini gösermekedir. ve ise bilinmeyen paramereleri emsil emekedir. Söz konusu 1 ese değişim fonksiyonu üç farklı şekilde anımlanmakadır: TB değişim dönemini gösermek üzere ilk olarak, f fonksiyonu parameresinden bağımsız olarak TB iken bir, diğer durumlarda sıfır değerini alacak şekilde 2 doğrusal formda; ikinci olarak, f fonksiyonu TB iken 1exp TB1, diğer durumlarda sıfır 3 değeri alacak şekilde üsel formda; üçüncü olarak ise f fonksiyonu parameresi 1 ve 2 şeklinde iki bileşene TB ji ayrılmak üzere TB iken 1 1 2, TB iken j 1 1, diğer durumlarda ise sıfır değerini alacak şekilde oransal formda düzenlenmekedir. Elde edilen es isaisiğinin, kriik değerden mulak olarak büyük olması x serisinin yapısal kırılmaya sahip olarak durağan olduğu anlamına gelmekedir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 53

20 Hansen (GH) eşbüünleşme esi kullanılmışır 12. Tablo 10 dan görüleceği üzere, yapısal kırılmaların farklı şekilde anımlandığı her üç durumda da reel döviz kuru ile nominal döviz kuru arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmamışır. Tablo 10: GH Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) GH esinde sabie yapısal kırılma içeren model Model C ye, sabie yapısal kırılma içeren rendli model Model C/T ye, rejim değişikliği içeren model ise Model C/S ye karşılık gelmekedir. (2) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (3) Kriik değerler Gregory ve Hansen (1996) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. ADF esinin kriik değerleri % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde, sırasıyla, sabie yapısal kırılma içeren model için -5,44 ve -4,92, sabie yapısal kırılma içeren rendli model için -5,80 ve -5,29, rejim değişikliği içeren model için -5,97 ve -5,50; PP esinin kriik değerleri % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde, sırasıyla, sabie yapısal kırılma içeren model için -57,01 ve -46,98, sabie yapısal kırılma içeren rendli model için -64,77 ve -53,92, rejim değişikliği içeren model için -68,21 ve -58,33 ür. (4) Paranez içi değerler Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (5) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. GH eşbüünleşme esinde yapısal kırılmalar içsel olarak belirlenmesine karşın, renddeki yapısal kırılmaları ihmal emeke ve birden fazla yapısal kırılmanın varlığını göz ardı emekedir. Bu nedenle, iki yapısal kırılmanın bir arada incelenmesine imkan veren Johansen vd. (2000) arafından gelişirilen Johansen- Mosconi-Nielsen (JMN) eşbüünleşme esine başvurulmuşur. Söz konusu ese, yapısal kırılma dönemleri dışsal olarak belirlenebilmekedir. Bununla birlike, Sock 12 GH eşbüünleşme esi (Gregory ve Hansen, 1996), sabie yapısal kırılmaya izin veren x x u şeklinde ifade edilen Model C nin, bünyesinde rend barındıran ve sabie yapısal x x u şeklinde ifade edilen Model C/T nin, rejim değişikliğinin kırılmaya izin veren incelenmesine imkan anıyan x x 2 2 x 2 u şeklinde ifade edilen Model C/S nin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada x 1 ve x 2 incelemeye konu edilen değişkenleri, 1 ve 2, sırasıyla, yapısal kırılmadan önceki sabi erimi ve yapısal kırılmanın sabi erimde yapmış olduğu değişikliği, açıklayıcı değişkenlere ai kasayı vekörünü, 1 ve 2, sırasıyla, rejim değişikliğinden önceki eşbüünleşme vekörünü ve rejim değişikliğinin eşbüünleşme veköründe yapmış olduğu değişikliği, rende ai kasayıyı, u akgürülü sürecine sahip haa erimini gösermekedir. ise, iken bir, diğer durumlarda sıfır değeri alan bir kukla değişken olup, 0 ile 1 arasında yer alan kasayısı ise yapısal kırılmanın gerçekleşiği dönemi emsil emekedir. GH eşbüünleşme esinde, her bir değeri için üç model ahmin edilmeke ve elde edilen haa erimlerine ADF ve PP birim kök esleri uygulanmakadır. Buna göre, değeri için elde edilen es isaisiğinin minimum olduğu noka yapısal kırılmanın gerçekleşiği dönem olarak kabul edilmeke ve söz konusu es isaisiğinin mulak olarak kriik değerden büyük olması durumunda eşbüünleşmenin olmadığı yönündeki boş hipoez reddedilmekedir. 54 Ahme Mura ALPER

21 ve Wason (2005) arafından ileri sürülen görüş akip edilerek UVAR modelini oluşuran her bir eşiliğe ayrı ayrı Quand-Andrews ve Chow kırılma nokası (breakpoin) eslerini uygulamak sureiyle yapısal kırılma dönemlerinin içsel olarak belirlenmesine karar verilmişir 13. Buna göre, Chow esinde en yüksek F isaisiğine sahip olan kukla değişkene denk gelen dönem Quand-Andrews esine göre yapısal kırılmanın gerçekleşiği dönem olarak kabul edilmişir. Tahmin aralığı yapısal kırılmanın yaşandığı dönem emel alınarak ikiye ayrılmış ve yeeri sayıda gözlem olması halinde Chow esi ekrarlanarak ara dönemlerde başka kırılmanın olup olmadığı araşırılmışır. Tablo 11 de yer alan sonuçlardan Quand- Andrews esinin varlığına işare eiği yapısal kırılma dönemlerinin hemen hemen amamının Chow esine göre isaisiki olarak anlamlı olduğu görülmüşür. Tablo 11: Chow Kırılma Nokası Tesi Sonuçları Nolar: (1) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (2) Chow esinde yapısal kırılmanın olmadığı boş hipoezi sınanmakadır. (3) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Bu çerçevede, modellerin her üçü için ekonomik krizin yaşandığı dönemin eresine denk gelen 1994 yılının üçüncü çeyreği ile örük enflasyon hedeflemesi rejiminin uygulanmaya başlandığı 2002 yılının ilk çeyreğinin yapısal kırılma dönemleri olarak kabul edilerek JMN eşbüünleşme esi uygulanmışır 14. Tablo 12 de sunulan sonuçlar, JMN esinin reel döviz kurları ile nominal döviz kuru 13 Lieraürde, çok değişkenli zaman serisi analizlerde yapısal kırılmaların incelenebildiği Bai vd. (1998) ile Qu ve Perron (2007) arafından oraya aılan iki emel çalışma bulunmakadır: Bununla birlike, ilk çalışma ele alınan değişkenlerin ümünün orak bir yapısal kırılmaya sahip olduğu, ikinci çalışma ise paramerelerdeki değişimlerin ek bir seferde gerçekleşiği varsayımına dayanmakadır. 14 Model III için 1997 yılının ikinci çeyreğinde espi edilen yapısal kırılma, herhangi bir ikisadi gerekçeye dayanmaması nedeniyle ihmal edilmişir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 55

22 arasında herhangi bir eşbüünleşme ilişkisi bulunmadığına işare eiği yönündedir. Buna göre, GH ile JMN eşbüünleşme esleri de, yapısal kırılmaların dahil edilemediği diğer eşbüünleşme esleri ile benzer sonuçlar vermişir. Tablo 12: JMN Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Sabi erime sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erimin yer aldığı, VAR modelinde herhangi bir deerminisik erimin bulunmadığı modeli; sabi erim ile birlike rende sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erim ile rendin, VAR modelinde sabi erimin bulunduğu modeli yansımakadır. Kriik değerlerinin hesaplanması güç olan orogonal rende sahip olan modele ilişkin analiz ise ihmal edilmişir. (3) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (4) Kriik değerler Johansen vd. (2000) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. (5) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir Eki-Tepki Fonksiyonları ve Varyans Ayrışırması Model I-III ü oluşuran reel ve nominal döviz kurlarının düzeyde birim kök aşımakla birlike, birinci farklarının alınması halinde durağan duruma gelmesi ve söz konusu değişkenler arasında herhangi bir eşbüünleşme ilişkisinin de bulunmaması, SVAR modeli çerçevesinde reel ve nominal şokların döviz kurları üzerindeki dinamik ekilerinin eki-epki fonksiyonu ve varyans ayrışırması yönemleriyle incelenmesine imkan vermekedir. Bu bağlamda, ilk olarak, Quand- Andrews ve Chow esleri yardımıyla elde edilen sonuçlar ekseninde 1994 yılının üçüncü çeyreği ile 2002 yılının ilk çeyreğinde gözlemlenen yapısal kırılmalar dikkae alınarak oluşurulan kukla değişkenler kullanılmak kaydıyla modellerin her üçü için anımlanan UVAR modeli ahmin edilmişir. Tahmin sonuçları incelendiğinde üç modelde de 2002 yılının ilk çeyreği için oluşurulan kukla değişkenin isaisiki olarak yüzde 5 düzeyinde anlamlı olduğu, ancak 1994 yılının üçüncü çeyreği için oluşurulan kukla değişkenin yüzde 10 düzeyinde bile anlamlı olmadığı görülmüşür. Bu nedenle, UVAR modeli için yapılan son ahminde sadece 2002 yılının ilk çeyreğindeki yapısal kırılmayı göseren kukla değişken (D02) kullanılmışır. 56 Ahme Mura ALPER

23 Grafik 2 den görüleceği üzere, kasayı marisi köklerinin birim çember içinde yer almasından öürü UVAR modellerinin isikrarlılığı konusunda sadece D02 kukla değişkeninin kullanılmasının yeerli olduğu sonucuna ulaşılmışır. Grafik 2: UVAR Modelleri için İsikrar Koşulu Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (3) D02 kukla değişkeni modellere dahil edilmişir. (4) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. UVAR modelinin belirlenmesinin ardından, Blanchard ve Quah (1989) yaklaşımı çerçevesinde Lasrapes in (1992) önerisi dikkae alınarak, nominal döviz kurunun uzun dönemde reel döviz kuru üzerinde ekisi olmadığı kısıı geirilerek eşilik (24) ile göserilen SVAR modeli ahmin edilmiş ve sonuçları Tablo 13 e özelenmişir. Tablo 13: SVAR Modeli Tahmin Sonuçları Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (3) D02 kukla değişkeni modellere dahil edilmişir. (4) A 12 (1)=0 varsayımı yapılmışır. (4) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Tahmin işleminin ardından eki-epki fonksiyonuna başvurulmuş olup, elde edilen bir sandar haalık reel ve nominal şok karşısında reel ve nominal döviz kurlarının 1 ila 100 çeyrek dönem sonrasında gösereceği birikimli epkilere Grafik 3 e yer verilmişir 15. Grafik 3a-c incelendiğinde, reel döviz kuru üzerinde reel 15 SVAR modelinin birinci farkı alınmış reel ve nominal döviz kurlarından oluşması nedeniyle, reel ve nominal şokların reel ve nominal döviz kurlarının düzeydeki değerleri üzerindeki uzun dönemli ekisinin incelenebilmesi için eki-epki fonksiyonlarının birikimli değerleri dikkae alınmışır. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 57