TÜRKİYE DE PARA POLİTİKASININ YAPISI VE PARA KURALI: DÖNEMİ 1

Transkript

1 TÜRKİYE DE PARA POLİTİKASININ YAPISI VE PARA KURALI: DÖNEMİ 1 Yazar/Author: Yrd. Doç. Dr. / Asst. Prof. Dr Nüket Kırcı ÇEVİK 2 Prof. Dr. M. Vedat PAZARLIOĞLU 3 Özet Bu çalışmada, Türkiye öreğide 1990:1-2013:3 döemi içi para politikasıı yapısı, ilgili teorik ve ampirik literatür ışığıda ve geri bildirim kurallarıa uygu olarak oluşturula para kuralıa dayalı olarak belirlemeye çalışılmıştır. Taylor (1993) tarafıda öerile para kuralı deklemii tahmilemeside Markov Rejim Değişim tekiği uygulamıştır. Leeper (1991) termiolojisie göre, para politikasıı kriz öcesi döemlerde ve 1994, 1998, 2001 ve 2008 krizleri süresice pasif yapıya sahip olduğu belirlemiştir yılıa kadar geel itibariyle para politikasıda sürekli bir pasif yapı gözleememiş, özellikle de krizleri başlagıç döemleride görüle para politikası aktif rejimler uygulaa para politikalarda istikrar kaybıa ede olmuştur sorasıda ise para politikası pasif rejim sürekli olarak devam etmiş ve daha istikrarlı para politikaları uygulaabilmiştir. Bu çerçevede elde edile bulgular, ele alıa döem içi TCMB i Taylor bezeri bir kurala göre hareket ettiğii ve özellikle kriz döemleri gibi eflasyou yüksek seyrettiği döemlerde faiz artışlarıı eflasyoa bağlı olduğuu göstermektedir. 1990:1-2013:3 döemi içi elde edile bulgular, TCMB i 2001 krizi öceside fiyat istikrarıı gözete bir para politikası uygularke, 2001 krizi sorası döemde buu yaıda fiasal istikrarı da gözete bir para politikası uyguladığıı göstermektedir. Para kuralı deklemi e yüksek olabilirlik tahmileri aracılığıyla elde edile katsayılar ve rejim geçiş olasılıkları, Türkiye deki ekoomik gelişmeler, uygulaa iktisat politikaları ve teorik içerikle uyumlu elde edilmiştir. İstikrar Aahtar Kelimeler: Para Politikası, Taylor Kuralı, Markov Rejim Değişim Modeli, Fiyat İstikrarı, Fiasal THE STRUCTURE OF MONETARY POLICY AND MONETARY RULE IN TURKEY DURING THE PERIOD Abstract I this study, by estimatig moetary rule equatio via the Markov Regime Switchig model, the structure of moetary policy is ivestigated for the Turkish ecoomy for the period of 1990:1-2013:3 i the lights of the theoretical ad empirical literature of the feedback rules. Accordig to Leeper (1991) termiology, moetary policy may be characterized as the passive oes especially durig the crises of 1994, 1998, 2001 ad We fid clear evideces that the probabilities of trasitio from the active moetary policy regime to the passive moetary policy regime become higher durig the periods before the crises uder cosideratio. The partly passive structure i the moetary policy util 2001 leads to the loss of efficiecy of the moetary policy especially at the begiig of the crises. After the crisis of 2001, more efficiet moetary policy could be maaged by the Cetral Bak of the Republic of Turkey. Empirical evidece related to the period of idicates that primary objective of Cetral Bak of the Republic of Turkey is price stability, whereas it shows that Cetral Bak of the Republic of Turkey has a moetary policy accordig to price stability ad fiacial stability. Key Words: Moetary Policy, Taylor Rule, Markov Switchig Model, Price Stability, Fiacial Stability. 1. Giriş 1990 lı yılları soua gelidiğide düya üzeride fiasal serbestleşme süreçleri büyük ölçüde tamamlamıştır. Globalleşe düya düzei ile birlikte gelişmekte ola ülke ekoomilerii etegrasyou artmış, piyasaları geişlemiş ve kırılgalıkları artmıştır. Sermaye akımlarıı serbest olduğu dışa açık ekoomilerde yaşaa ciddi krizlerle birlikte makroekoomik degeyi sağlamak içi geliştirile iktisat politikaları ve bu politikaları sekroizasyou öem kazamıştır. İktisat politikasıı iki temel ayağıda biri maliye diğeri ise para politikasıdır. Globalleşme ile birlikte düya ekoomiside para politikası merkezileşme eğilimie girmiştir. Para politikasıda ülkeleri tercihi dışıda veya AB de olduğu gibi alaşma yoluyla ortaya çıka bu merkezileşme eğilimi, maliye politikasıı ekoomik faaliyetler üzerideki etkisie ola ilgiyi güdeme getirmiştir. İktisat politikalarıa atfedile öem, Klasik ve Keyesye iktisat okullarıı farklı görüşleriyle 1 Bu çalışmaya, Nüket Kırcı Çevik i Para ve Maliye Politikaları Arasıdaki Etkileşimi Zama Serileri ile Aalizi: Türkiye Öreği başlıklı doktora tez çalışması temel oluşturmuştur (DEÜ, SBE, 2012). 2 Bület Ecevit Üiversitesi, İktisadi İdari Bilimler Fakültesi, İşletme Bölümü, uket.kirci@yahoo.com. 3 Dokuz Eylül Üiversitesi, İktisadi İdari Bilimler Fakültesi Ekoometri Bölümü, vedat.pazarlioglu@deu.edu.tr.

2 şekillemiştir. Gerek eflasyou gerekse ekoomik büyüme düzeyii kotrol etme kousuda pek çok iktisatçı tarafıda para politikası ağırlıklı istikrar politikalarıı daha etki olduğu düşüülmekte ve maliye politikaları ile birlikte mali değişkeleri diğer makro değişkeler üzerideki etkileri göz ardı edilmektedir. Ayı görüşü savumaya iktisatçılar ise para politikası araçlarıa kıyasla maliye politikası araçlarıı daha yüksek kotrol gücüe sahip olduğuu düşümektedir. Para politikalarıı yürütülmeside ise kurala göre politika ve duruma göre politika ayrımı iktisat literatürüe 1970 li yıllarda girmiştir (Akalı ve Tokucu, 2007: 38). Politika belirleirke bazı kuralları izlemesi veya buları duruma göre belirlemesi biçimide iki ayrı oktada tartışmalar yapılmaktadır (Taylor, 1993: ). Bu tartışmalar istikrarı sağlamasıda hagi politikaı daha etki olduğua yöeliktir. Duruma göre politika uygulamaları altıda para otoriteleri kedi yargılarıa göre davramakta serbesttir (Dwyer, 1993: 4). Kurala göre politika ise tahmi edilebilir ve tutarlı bir şekilde, bilgiyi kullaa sistematik bir karar alma sürecidir (Poole, 1999: 3). Kurala göre politikaları savualar, para politikalarıda duruma göre politika uygulamalarıı keyfiliğe yol açacağıı, özellikle siyasileri para politikalarıa müdahalesi ile iktisadi ortamı kötüleşeceğii ileri sürmektedirler. So yıllarda adıda sıklıkla söz edile para politikası kurallarıda biri Taylor Kuralı olarak adladırılmaktadır. Taylor (1993) tarafıda öerile para politikası kuralıı, politika rejimlerii sııfladırmada uygu bir model spesifikasyou olduğu Fiyat Düzeyii Mali Teorisi (FTPL) savuucularıda Woodford (1999) tarafıda da gösterilmiştir. Taylor kuralıa göre, duruma göre para politikaları kısa döemde tutarsız souçlar vererek yaıltıcı olmaktadır. Reel gelir ile fiyatlar geel düzeyi üzeride, kısa vadeli faiz oralarıı daha etkili olduğu belirtilmektedir. Diğer bir ifadeyle, söz kousu kural; kısa vadeli omial faiz oraı düzeyii, gerçekleşe eflasyou hedefleede sapması ve çıktı açığıı bir foksiyou olarak belirlemesii öermektedir. Merkez bakasıı bu kuralı takip etmesi, fiyat istikrarı kadar üretim istikrarıı da dikkate aldığıı ve kısa vadeli faiz oralarıı beklee eflasyo oraı ile uyumlu olduğuu göstermektedir. Taylor (1993) tarafıda öerile para kuralıı ardıda birçok çalışmada gelişmiş ve gelişmekte ola ülkeleri merkez bakalarıı uyguladıkları para politikalarıı bu kurala uygu olup olmadığı ampirik olarak araştırılmıştır. Kuralı geçerliliği, Taylor (1993) tarafıda ABD içi, Clarida, Gali ve Gertler (1998) tarafıda gelişmiş altı ülke ola ABD, Almaya, Japoya, Frasa, İtalya ve İgiltere içi test edilmiştir. Judd ve Rudebusch (1998) Taylor tarafıda öerile para politikası kuralıı Amerika Merkez Bakası (Federal Reserve Bak-FED) içi geçerli olup olmadığıı döemi içi aaliz etmişlerdir. Aaliz soucuda faiz oralarıı üretim açığıa Taylor tarafıda belirtile değerde iki katı fazla tepki verdiğii ve dege düzeyie Taylor tarafıda belirtilede daha ılımlı bir şekilde hareket ettiğii göstermişlerdir. Mehra (1999) FED tepki foksiyouu Taylor kuralı çerçeveside belirlemek amacıyla, döemi verilerii kullamış ve FED i tepki foksiyouu eflasyo bekletisie göre belirlediği soucua ulaşmıştır. Nelso (2000) döemi içi İgiltere Merkez Bakasıı kısa döem faiz oralarıı eflasyo oraıdaki değişime göre belirlediğii açıklamıştır. Wesche (2003) Frasa, Almaya, İtalya, İgiltere ve ABD verileriyle Taylor kuralıı döemi içi Markov Rejim Değişim modeli (MRS) ile tahmilemiş ve söz kousu ülke merkez bakalarıı eflasyo oraı ve üretim açığı değişkelerie verdikleri öemi ekoomii daralma ve geişleme döemlerie göre değiştiği bulgusua ulaşmışlardır. Perruchoud (2009), döviz kuru açığıı da dahil ettiği Taylor kuralıı, İsviçre içi MRS modeli ile tahmilemiştir. Tahmi souçları, düzeli ve agresif olarak adladırıla iki rejimi varlığıı ortaya koymuştur. Düzeli rejim, üretim açığı ve eflasyoa tepkileri düzgüleştirile yüksek faiz oraları ile taımlaırke; agresif rejim ise, döviz kuru açığı katsayısıı büyük olduğu, faiz oraıı eflasyoa ola tepkisii agresif olduğu ve çok daha az düzgüleştirme sergilediği rejim olarak taımlamaktadır. Brüggema ve Riedel (2011) Taylor kuralıı geçerliliğii İgiltere ekoomisi içi döemi verileriyle test etmiş ve kısa döem faiz oralarıı belirlemeside daralma döemleride üretim açığı değişkeii büyüme döemleride ise eflasyo oraı değişkeii ağırlığıı arttığıı tespit etmişlerdir. Klose (2011) Taylor kuralıda asimetrik ilişkii varlığıı belirlemeye çalışmıştır buu içi eflasyo oraıı hedeflee değeride yukarıda ya da aşağıda olması ve milli geliri potasiyel değeride az ya da çok olması şeklide durumlar taımlamıştır. Zheg, Wag ve Guo (2011) döemi Çi ekoomisi içi Taylor kuralıı geçerliliğii test etmiş ve kuraldaki asimetrik ilişkiyi ve ekoomii içide buluduğu döeme göre eflasyo oraı ve üretim açığı değişkelerii katsayılarıı değiştiğii belirlemişlerdir. So yıllarda yapıla ampirik çalışmalar Taylor kuralı ekoomii içide buluduğu durumlara (rejimlere) göre değiştiğide kuralı tahmilemeside rejim değişim özelliği göstere doğrusal olmaya modeller kullaılması gerektiğii göstermektedir. Sadica (2012), Romaya Merkez Bakasıı para politikası davraışlarıı MRS model ile araştırılmıştır. Çalışmada faiz oralarıı üretim açığı, eflasyo hedefleri ve döviz kuru açığıa göre düzeltildiği Taylor kuralı, MRS aracılığıyla tahmi edilmiştir. Markov (2012), Avrupa Merkez Bakasıı Taylor kuralıı izleyip izlemediği MRS model aracılığıyla icelemiş ve ampirik souçlar, merkez bakasıı faiz oraı içi iki temel rejim belirlemiştir. Rejimlerde ilkide Taylor kuralı izlemekte, diğeride ise faiz oraı üretim açığıa sert tepkiler vermekte ve istikrarlı büyümeye dikkat çekilmektedir.

3 So zamalarda Türkiye de de uygulaa para politikasıı yapısıı belirlemeye yöelik çeşitli çalışmalar da yapılmıştır. Çağlaya (2005) TCMB tarafıda uygulaa para politikasıı Taylor kuralı ile uyumlu olup olmadığıı döemi üçer aylık verilerii dikkate alarak ve üç durumlu multiomial lojistik regresyo aalizi aracılığıyla araştırmışlardır. Aaliz soucuda, üretim açığı değişkeii faiz oralarıı yöüü belirlemeside öemli rol oyamadığı belirlemiştir. Buula birlikte GSMH i bir gecikmeli değerii modeli tahmi gücüü öemli derecede arttırdığı soucua varılmıştır. Bir diğer çalışma Zortuk (2007) tarafıda yapılmıştır döemi aylık verilerii kullaıldığı çalışmada, 2001 sorası döemde TCMB tarafıda yürütüle para politikasıı Taylor kuralı ile örtüşüp örtüşmediği belirlemeye çalışılmıştır. Aaliz soucuda, ele alıa döem içide kısa döemli faiz oraı, eflasyo oraı ve üretim açığı değişkeleri arasıda alamlı bir ilişkii varlığı tespit edilmiştir. Ayrıca para kuralı modelie döviz kuru değişkei ilave edilmiş ve söz kousu değişke ile faiz oraı arasıda da alamlı bir ilişki belirlemiştir. Yazga ve Yılmazkuday (2007) çalışmasıda eflasyo hedeflemesi programı uygulaya Türkiye ve İsrail içi Taylor kuralıı geçerli olup olmadığıı araştırılmıştır. Türkiye içi döemi, İsrail içi ise döemi aylık verilerii kullaılarak, Türkiye ve İsrail merkez bakaları tarafıda yürütüle para politikasıı Taylor para kuralıa oldukça uyumlu olduğu belirlemiştir. Her iki ülke içi para politikasıı oldukça güçlü olduğu ve özellikle Türkiye içi 2001 yılıda itibare uygulamaya koula eflasyo hedeflemesi programıı para kuralı modeliyle oldukça uyumlu olduğu tespit edilmiştir. Akla ve Nargeleçekeler (2008), eflasyo hedeflemesii uygulamaya koulduğu 2002 sorası döemde TCMB i tepki foksiyouu Taylor kuralı ile uyumlu olup olmadığı araştırmışlardır. Çalışmada döemi aylık verileri kullaılmış ve para kuralı modeli Geelleştirilmiş Mometler Metodu (GMM) yötemi ile tahmi edilmiştir. Aaliz soucuda, TCMB i uzu vadede para politikasıı sistematik olarak uyguladığı ve faiz oralarıı söz kousu kural çerçeveside belirdiği soucua varılmıştır. Merkez bakası tepki foksiyouu, eflasyo sapmasıa daha fazla ağırlık verdiği belirlemiş, ayı zamada üretim sapması ve kur değişimlerii de faiz oralarıı belirlemeside etkisi olduğu bulumuştur. Durgut ve Öztürk ü (2011), ADF Birim Kök Testi ve Johase Eşbütüleşme aalizi yötemleri aracılığıyla 2004:1-2010:2 döemi Türkiye verileri üzeride yaptıkları çalışmaı soucuda, faiz oralarıı e büyük tepkiyi LIBOR ve TÜFE deki değişime verdiğii tespit edilmiştir. Lebe ve Bayat (2011), Türkiye de Taylor kuralıı geçerliliğii 1986:5-2010:9 döemii kapsaya aylık veriler kullaarak VAR yötemiyle aaliz etmişlerdir. Yaptıkları aaliz socuda, geel olarak Türkiye de faizleri Taylor kuralıa bağlı hareket ettiğii belirlemişlerdir. Doğru (2012), döemi Türkiye de uygulaa para politikaları ve yakı döem krizleri icelediği çalışmasıda, TCMB i döem boyuca Taylor kuralı bezeri bir politika izlediği soucuu elde etmiştir. Çimeser (2013), döemi üç aylık verileri ile birim kök testleri ve eşbütüleşme aalizi yötemlerii kulladığı araştırmasıda, çıktı açığı ve döviz kurudaki değişimi gecelik faiz oraıdaki değişimi açıklayabildiği, eflasyo açığıı ise çok az bir açıklama gücüe sahip olduğu soucua ulaşmıştır. Kayha, Bayat ve Koçyiğit (2013), TCMB i yılları arasıdaki davraışlarıı Kig (1996) tarafıda oluşturula model çerçeveside MRS modeli yardımıyla ele almışlardır. Bakaı bu döemde asimetrik bir tutum ile geişleme ve daralma döemleride politika araçlarıı farklı dozajlarda kullaarak aktif ya da pasif tavırlarla hareket ettiğii ve daralma rejimide eflasyo hedeflemesi stratejisii yaıda ekoomik büyümeyi destekleye bir politika uyguladığıı belirlemişlerdir. Özetle, Türkiye içi so döemde yapıla çalışmaları çoğuluğu para politikasıı Taylor kuralıı izlediği ve faiz oraıı belirlemede eflasyo oraı değişkeii ağırlığıı daha fazla olduğu yöüde ampirik bulgular elde etmiştir. Bu çalışmaı amacı ilgili teorik ve ampirik literatür ışığıda; Türkiye de para politikasıı yapısıı, 1989:1-2013:3 döemi çeyreklik verilerii ve Leeper (1991) termiolojisii kullaarak belirleyebilmek ve para politikalarıı yapısı kousuda farklı bir bakış açısı suabilmektir. Bu amaçla çalışmaı ikici bölümüde para kuralı uygulamalarıı çeşitli ülke örekleriyle birlikte ülkemizdeki para kuralı deeyimlerie yer verilmiş, üçücü bölümde para kuralı modeli taıtılmıştır. Dördücü bölümde veri ve yötem ile ilgili açıklamalara yer verilmiş, beşici bölümde Taylor (1993 ve 2000) ve Assemacher-Wesche (2006) tarafıda öerile yötem takip edilerek Türkiye içi bir para kuralı deklemi tahmilemiş ve uygulama souçları açıklamıştır. Altıcı ve so bölümde elde edile bulguları yorumu ile birlikte çalışmaı geel bir değerledirmesi yapılmıştır. 2. Para Politikası ve Düyadaki Para Kuralı Deeyimleri Düyadaki para politikası uygulamalarıa bakıldığıda, 1970 li yılları başıda batı düyasıda eflasyo her zama parasal bir olgudur görüşü hâkimdi. Bu görüşü kabul ede batı merkez bakaları, 1973 de Bretto Woods ve sabit kur sistemii yıkılmasıda sora 1975 te para programları uygulamaya başlamış acak birkaç yıl içide olumsuz değerledirmelerle karşı karşıya kalmışlardır. Para programlarıda ila edile para arzı artışı ile eflasyo arasıdaki zayıf ilişki, 1980 li yıllarda merkez bakaları tarafıda açıklamaya başlamış ve para programları terk edilmiştir (Leiderma ve Svesso, 1995:7) lerde Türkiye de ise şu görüş hâkimdir: Kamu açığı parasal geişleme ile fiase edilirse eflasyo hızla yükselir acak borçlama ile fiase edilirse eflasyo yükselmez yılıda yayılaa Sarget ve Wallace ı hoş

4 olmaya parasal aritmetik makalesi souçları 1980 li yıllar boyuca tartışılmış acak Türkiye de değerledirmeye alımamıştır. Eflasyou para hedeflemesi (para programı) ile düşük tutmaya çalışa Kaada Merkez Bakası, 1982 yılıda para hedeflemeside vazgeçe ilk baka olmuştur. İgiltere Merkez Bakası 1986 da para hedeflemeside vazgeçtiğii açıklamış ve Yei Zelada ou takip etmiştir. ABD ise 1987 de M1 içi, 1993 te ise M2 ve M3 içi para hedeflemesii durdurmuştur. TCMB, 1987 ve 1988 yıllarıda açıklamaya para hedefleri ve 1990 ve 1991 yıllarıda kamuoyu ile paylaşıla para hedefleri belirlemiştir. Para programı adı altıda ortaya koula bu hedefler 1990 lı yıllarda güdeme geldiğide, batı merkez bakaları tarafıda işe yaramadığı düşücesi ile artık terk edilmiştir (Uygur, 2001: 11). İgiltere, Kaada ve ABD gibi gelişmiş ülke bakaları, para hedeflerii terk etmeye başladığı bir döemde TCMB para hedeflemesie başlamıştır larda batı ülkeleride mali disipli kousuda getirile sıkı kurallarla birlikte iktisat politikaları açısıda FTPL yaklaşımı yoğu tartışmalar yaratmış acak Türkiye de iktisat politikalarıı oluşumu bağlamıda bu görüşler dikkate alımamıştır (Uygur, 2001: 8). Para hedeflemeside vazgeçe ülkelerde bazıları eflasyola mücadelede döviz kuru hedeflemesie geçmiştir. İgiltere, İspaya, İsveç ve Filadiya sabit kur sistemi yerie döviz kuru hedeflemesii seçe ülkeler arasıda gösterilebilir. Acak, bu ülkeleri tamamı 1992 yılıda fiasal kriz yaşamıştır larda döviz kuru hedeflemesi yaptıkta sora fiasal kriz yaşaya ülkeler arasıda Meksika, Taylad, Brezilya ve Güey Kore yi de sayabiliriz (Uygur, 2001: ve Temiz, 2008: 65). Meksika 1994 yılıda yaşadığı krizi heme ardıda 22 Aralık 1994 te para birimi ola Peso yu dalgalamaya bırakmıştır (Kübalı, 2000: 1) Şili de ve 1990 lı yıllarda yukarıda adı geçe ülkelerde döviz kuru hedeflemesi sorasıda yaşaa fiasal krizlere rağme, ülkemizde 1999 yılıda 2001 yılıa kadar kur hedeflemesi yapılmıştır lerde para hedeflerii ve 1990 larda döviz kuru hedeflemesii bıraka ülkeleri heme heme tümü 1990 ları souda doğruda eflasyo hedeflemesie geçmiştir. Özellikle yüksek eflasyoa sahip ülkelerde parasal hedefleme ve döviz kuru hedeflemesii başarısız olması soucuda eflasyou doğruda hedeflemesi yolua gidilmiş ve eflasyo hedeflemesi uygulamıştır. Bu rejimi ilk uygulaya ülke Yei Zelada olmuştur. Bu ülkei ardıda Kaada, İgiltere, İsveç, Filadiya, Avustralya ve İspaya da eflasyo hedeflemesii uygulamıştır (Aşılı, 2005: 29). Gelişmiş ülkeler eflasyo hedeflemesi programıa geçmede öce eflasyo oralarıı %10 u altıa idirmişlerdir. Bu ülkelerde mali piyasalar oldukça gelişmiş olduğuda para politikası etki kullaılabilmiş, eflasyo hedeflemesi başarı ile uygulamış ve fiyat istikrarı sağlamıştır. Güümüzde birleşmiş milletlerde kayıtlı ülke sayısı 193 tür ve buları yarısıda fazlası gelişe ekoomiler olmak üzere, para politikası biricil hedefi olarak eflasyo hedeflemesi yapa 26 ülke mevcuttur. Avrupa Merkez Bakası, Amerika Merkez Bakası, Japoya Bakası ve İsviçre Ulusal Bakasıı da dahil olduğu gelişmiş ekoomileri merkez bakalarıı çoğu eflasyo hedeflemesii temel usurlarıı beimsemiş ve diğerlerii çoğu da bu süreçte yol almaktadır (Roger, 2010: 1). Söz kousu ülkeler ve eflasyo hedeflemesie geçiş tarihlerie EK 1 de yer verilmiştir. Bu gelişmeler dikkate alıdığıda para politikası alamıda düyadaki gelişmeleri ve tecrübeleri yaklaşık o yıllık gecikmelerle takip ettiğimiz soucua ulaşılmaktadır. Ekoomimizdeki riskleri görülebilmesi açısıda bezer ülkelerdeki gelişmeleri gözde geçirmesi yararlı olacaktır. Makroekoomik göstergeler eflasyo hedeflemesi yapa ülkeleri eflasyo hedeflemesi yapmaya ülkelere göre küresel ekoomik krizde daha az etkilediklerii göstermektedir. TCMB ise 2001 yılıda kur hedefide vazgeçerek kuru dalgalamaya bırakmış ve örtük eflasyo hedeflemesie başlamıştır yılıda itibare ise açık eflasyo hedeflemesie geçmiştir döemide gerçekleşmeler hedefleri altıda kalırke, döemide hedefler oldukça düşük belirlemiş ve acak bu hedeflere ulaşılamamıştır ve 2010 yıllarıda döemie göre hedefler biraz yükselmiş ve yaklaşık olarak hedeflere ulaşmada başarı sağlamıştır döemide gerçekleşe eflasyo hedeflee değeri üzeridedir. 3. Para Kuralı Modeli Taylor (1993), döemide FED tarafıda uygulaa para politikasıı aşağıda gösterile kurala göre uyguladığıı belirtmiştir: * * * t t t t i i 0.5( ) 0.5 y y (1) * Deklem (1) de, i t, hedefle faiz oraıı; i, dege faiz oraıı;, hedeflee eflasyo oraıı;, cari eflasyo oraı; y t, GSYİH yi ve y * t potasiyel GSYİH yi ifade etmektedir. Taylor a (1993) göre birçok ülkei merkez bakası kısa döemli faiz oralarıı para politikası aracı olarak kullamakta ve bua bağlı olarak kısa döemli faiz oraları, yalızca eflasyo oraı hedeflee değeri aştığıda ya da toplam üretim potasiyel değerii üzerie çıktığıda artmaktadır. Diğer tarafta hedeflee ile t

5 gerçekleşe eflasyo oraı arasıda fark olmadığıda ve toplam üretimi potasiyel değeride sapması sıfır olduğuda para politikası kuralı açısıda dege sağlamaktadır. Bu durumda hedeflee faiz oraı, dege faiz oraı ile hedeflee eflasyo oraıı toplamıa eşit olmaktadır. Taylor, Deklem (1) i ekoometrik olarak tahmi etmemiş ve eflasyo oraı ile toplam üretimi beklee ya da potasiyel değeride sapmasıı ifade ede değişkeler içi katsayıları 0.5 olacağıı varsaymıştır. Bua bağlı olarak, cari eflasyo oraıı, beklee eflasyo oraıı %1 üzeride olması durumuda merkez bakasıı faiz oralarıı 50 baz pua yükselteceğii belirtmiştir. Ayrıca, Taylor ABD içi dege faiz oraı ve beklee eflasyou %2 ye eşit olacağıı varsaymıştır. Literatürde yer ala çalışmalar söz kousu kuralı farklı ülkelerde geçerli olduğuu belirlemesie rağme, Deklem (1) de yer ala katsayıları ülkede ülkeye ve öreklem döemie göre farklılık gösterdiğii belirlemiştir. Bu edele Deklem (1) regresyo modeli olarak aşağıdaki gibi yeide düzelemiştir. Diğer tarafta, merkez bakaları eflasyo hedefi belirlerke mevcut eflasyo oraı yerie beklee eflasyo oraıı dikkate alırlar. Bu bağlamda Clarida vd, (1998) rasyoel bekletilere bağlı olarak Taylor kuralıı ileriye yöelik (forward-lookig) model formuu öermişler ve bu model formuda politika faiz oraı k döem sorası beklee eflasyoda sapmalara ve p döem sorası içi beklee üretim açığıa bağlı olarak belirlemektedir. İleriye yöelik para politikası kuralı aşağıdaki gibi ifade edilmektedir: i i E Ey y (2) * * * t 1 t k 2 t p t p Deklem (2) de Eπ t+k beklee eflasyo oraıı göstermekte ve eflasyo oraıı k döem sorası tahmi değeri olarak hesaplamaktadır. Bezer şekilde Ey t+p beklee toplam üretimi belirtmekte ve p çeyrek döem sorası içi tahmi değeri olarak hesaplamaktadır. Taylor tarafıda öerile para politikası kuralıda merkez bakasıı tepki foksiyouu diğer bir ifadeyle eflasyo oraı ile üretim açığı içi dikkate aldıkları ağırlıkları belirleyebilmek amacıyla Deklem (2) de belirtile β 1 ve β 2 parametrelerii tahmi edilmesi gerekmektedir. Taylor tarafıda öerile kurala göre, β 1 katsayısı birde büyük ve β 2 katsayısı pozitif olmalıdır. β 1 katsayısı birde büyük ve istatistiksel olarak alamlı olduğu durumda merkez bakalarıı yüksek eflasyoa bağlı olarak faiz oraı düzelttiği alamıa gelmektedir ve bu durum Leeper (1991) termiolojiside aktif para politikası olarak taımlamaktadır. β 2 katsayısıı pozitif ve toplam üretimi potasiyel değerii altıda olması durumuda, kural düşük faiz oraıı gerektirecektir ve böylece ekoomi istikrarlı hale gelecektir. Buula birlikte, literatürde yer ala birçok çalışma merkez bakalarıı para politikası kuralıı uygularke kısa döemli faiz oralarıı hedeflee düzeye doğru hızlı bir şekilde arttırmadığıı (ya da düşürmediğii) belirtmektedir. Bu edele merkez bakaları faiz oralarıı hedeflee seviyeye daha ılımlı bir şekilde çekmekte ve bu durum ise faiz oraı seriside otokorelasyoa ede olmaktadır. Bu bağlamda, merkez bakaları tarafıda uygulaa faiz oraı düzgüleştirmesi aşağıdaki gibi taımlamaktadır: i i i t 1 i t i t i i1 i1 burada i1 0 i 1 (3) Deklem (3) deki gecikmeli terimleri sayısı hata terimlerideki otokorelasyou varlığıa göre belirlemektedir. Deklem (2), Deklem (3) ü içide yer alırsa aşağıdaki para kuralı deklemi elde edilmektedir: i 1 i E Ey y i * * * 1 2 (4) t i t k t p t p i t i i1 i1 Deklem (4) de yer ala hedeflee eflasyo oraıı elde edilmesi modeli çözümü açısıda güçlük yaratmaktadır. Bilidiği üzere merkez bakaları eflasyo hedeflemesi politikasıı açık ve örtük olmak üzere iki şekilde uygulamaktadır. Türkiye ekoomisi içi de bezer bir durum söz kousudur yılı öceside TCMB eflasyo hedeflemesi programı uygulamamıştır. Buula birlikte 2001 ile 2006 yılları arasıda örtük eflasyo hedeflemesi, 2006 yılıda itibare ise açık eflasyo hedeflemesi programı uygulamıştır. Bu edele Deklem (4) de belirtile hedeflee eflasyo değişkeii elde etmek modeli çözümü açısıda güçlük oluşturmaktadır. Literatürdeki çalışmalarda hedeflee eflasyo oraları, cari eflasyo oralarıda ileriye yöelik (forward lookig) veya geriye yöelik (backward lookig) yötemlerle elde edilmektedir. 4 Öreği; Nelso (2000), Svesso (1999) ve Rudebusch ve Svesso (1999) geriye yöelik yötemi kullaırke, Clarida, Gali ve Gertler (1999) ve Mehra (1999) ileriye yöelik yötemi dikkate almışlardır. 4 Hedeflee eflasyo oraı, çeyrek yıllık verileri içi ileriye yöelik yötemde cari eflasyo oraıı dört döem soraki değeri (π +4), geriye yöelik yötemde cari eflasyo oraıı dört döem öceki değeri (π -4) olarak belirlemektedir.

6 Buula birlikte bu çalışmada Altavilla ve Ladolfo (2005) ile Assemacher-Wesche (2006) tarafıda öerile yötem dikkate alıarak, hedeflee eflasyo oraıı ortalama reel faiz oraı ile sabit terim içide yer * i şeklide taımlamıştır. Bua ek olarak, Clarida vd. aldığı varsayılmış, başka bir ifadeyle (1998) tarafıda öerile yötem takip edilerek Deklem (4) deki gözleemeye tahmi değerleri modelde çıkarılmış ve Deklem (4) gözleebile değişkelerle aşağıdaki gibi tekrar yazılmıştır: it 1 i 0 1 tk 2xt p iit i t i1 i1 (5) Deklem (5) de x t+p üretim açığıı göstermekte ve hata terimi eflasyo ve üretim açığıı ögörü hatasıı doğrusal kombiasyou şeklide aşağıdaki gibi gösterilebilir: * * t 1 i 1 E tk 2 yt p Eyt p t i1 Deklem (5) para politikası kuralı içi doğrusal modeli belirtmekte ve bu modelde kısa döemli faiz oraıı eflasyo oraı ve üretim açığıa tepkisi tüm tahmi döemi içi ayı olmaktadır. Buula birlikte, so zamalarda literatürde yer ala çalışmalar iktisat politikalarıı ekoomik ve siyasi kojoktüre göre değişkelik arz ettiğii ve bua bağlı olarak doğrusal modeli para politikası kuralıı taımlamada yetersiz kaldığıı belirtmektedir. Bu edele para politikası kuralı modeli rejimlere göre farklı parametre tahmii vere MRS modeli aracılığıyla aşağıdaki şekilde tekrar taımlaabilmektedir: i 1 ( s ) ( s ) ( s ) ( s ) x ( s ) i u (6) t i t t t t t t i t t i t i1 i1 Deklem (6) da para politikası kuralı Leeper (1991) termiolojisi dikkate alıarak, β 1 katsayısıa göre aktif ve pasif rejim olarak taımlamaktadır. 1 0 durumu para politikası pasif rejimi, 1 1durumu ise para politikası aktif rejimi ifade etmektedir. Deklem (6) da s t, gözleemeye rejim değişkei olarak taımlamakta ve 1, 2,, N gibi tam sayı değerleri almaktadır. Durum değişkei ola s t i j değeri alma olasılığı s t-1 i almış olduğu değere bağlı olarak aşağıdaki gibi yazılabilir (Hamilto, 1994: 678); 1, 2 1 P s j s i s k P s j s i p (7) t t t t t ij p Deklem (7) ij i, j 1,2,..., N geçiş olasılıkları ile N durumlu Markov ziciri olarak taımlamaktadır. p ij geçiş olasılığı durum j yi takip ede durum i i olasılığıı vermektedir ve her bir durum içi olasılık toplamı bire eşit olmak zorudadır. Ayrıca geçiş olasılıklarıı matris gösterimi aşağıdaki gibidir: p p p p p p p p p N N 2 P (8) 1N 2N NN P matrisii i. kolou, j. satırı p ij geçiş olasılığıı göstermektedir. Öreği birici kolo ikici satırdaki elema durum 2 yi takip ede durum 1 i olasılığıı göstermektedir. Bu çalışmada Deklem (6) ı tahmi edilmeside Hamilto (1994) ve Krolzig (1997) tarafıda öerile Bekleti Maksimizasyou (EM) algoritması dikkate alımıştır. Bu yieleme yötemi gözleemeye durum değişkei içi Markov zicirlerie dayalı geçiş olasılıklarıı ve parametre tahmilerii elde etmemize olaak sağlamaktadır. EM algoritması gözlemlee zama serilerii gözleemeye bazı stokastik değişkelere bağlı olduğu durumda kullaıla tekrarlı e yüksek olabilirlik tahmi tekiğie dayalı olarak oluşturula geel bir tahmi tekiğidir. EM algoritması iki aşamada oluşmaktadır. İlk aşama ola bekleti aşamasıda (E), gözleemeye durum değişkeleri (st) düzgüleştirilmiş geçiş olasılıkları kullaılarak tahmi edilmektedir. Koşullu olasılıklar BHLK (Baum-Hamilto-Lee-Kim) filtreleme tekiği kullaarak hesaplamakta ve bilimeye parametre vektörü yerie maksimizasyou so aşamasıda tahmi edile parametre vektörü kullaılarak koşullu olasılıklar düzgüleştirilmektedir. Maksimizasyo aşamasıda (M), bilimeye parametre vektörü biricil sıra

7 1990Q1 1991Q1 1992Q1 1993Q1 1994Q1 1995Q1 1996Q1 1997Q1 1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1 2006Q1 2007Q1 2008Q1 2009Q1 2010Q1 2011Q1 2012Q1 2013Q1 BJSS Balka Joural of Social Scieces / Balka Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cilt: 3, No/Sayı:6, 2014, (4-23) koşulları çözümü olarak elde edilmekte ve bu aşamada koşullu rejim geçiş olasılıkları düzgüleştirilmiş olasılıklar ile yer değiştirmektedir (Krolzig, 1997). Yei parametre vektörü ile filtrelemiş ve düzgüleştirilmiş olasılıklar so bekleti aşamasıda gücellemekte böylece olabilirlik foksiyou değeride artış olması kesileşmektedir. Ayrıca, çalışmaı uygulama bölümüde para politikası kuralı deklemi içi doğrusal olmaya modelleri daha uygu olup olmadığıı belirleyebilmek amacıyla E Yüksek Olabilirlik Oraı (LR) testi uygulamıştır. LR testide sıfır hipotezi MRS modelii veriyi iyi temsil etmediğii, alteratif hipotez ise iyi temsil ettiğii belirtmektedir. LR test istatistiği aşağıdaki gibi hesaplamaktadır: LR 2 l LMRS l L Doğrusal (9) Deklem (9) da L MRS, MRS modelii logaritmik olabilirlik foksiyo değerii, L Doğrusal ise doğrusal regresyo modelii logaritmik olabilirlik foksiyo değerii göstermektedir. LR testi r serbestlik dereceli (burada r kısıt sayısıı ifade etmekte) bir χ 2 dağılımıa uymaktadır. Buula birlikte rejim değişim modellerii doğrusal modele karşı sıarke LR testide bir soru ortaya çıkmaktadır. Çükü rejim değişim modellerideki geçiş olasılıkları doğrusal modelde taımlamadığıda LR testi stadart χ 2 dağılımıa uymamaktadır. Davies (1987) bu soruu üsteside gelebilmek içi LR testide üst-sıır olasılık (p) değerii dikkate alıması gerektiğii belirtmiştir. 4. Veri ve Yötem Para kuralı modelii oluşturulmasıda Leeper (1991), Taylor (1993 ve 2000) ve Assemacher-Wesche (2006) tarafıda öerile yötem takip edilmiştir. Deklem (6) da para politikası kuralı β 1 katsayısıa göre aktif ve pasif rejim olarak şu şekilde taımlaır: 1 0 ise para politikası pasif rejim ve 1 1 ise para politikası aktif rejim olarak ifade edilmektedir. Çalışmamızı bu kısmıda Deklem (6) ı içerdiği bağımlı ve bağımsız değişkelere ait açıklamalara yer verilmiştir. Para politikası kuralı modelii bağımlı değişkei ola (i t ), bakalar arası gecelik faiz oralarıı belirtmektedir. Eflasyo oraı değişkei (π t ), 2003=100 bazlı tüketici fiyat edekside elde edilmiştir. Üretim açığı değişkei (x t ), reel GSYİH değişkeide hesaplamıştır. Değişkelere ilişki veriler, döemii içi TCMB elektroik veri dağıtım sistemide elde edilmiştir. Gerekli basit aritmetik işlemler tarafımızca gerçekleştirilmiştir. Hodrick-Prescott yötemi kullaılarak GSYİH i tred değeri belirlemiş ve üretim açığı GSYİH i tred değeride sapması olarak hesaplamıştır. Üçer aylık verilerle çalışıldığıda serilerdeki mevsimsel etkiler Cesus-X12 yötemi kullaılarak arıdırılmıştır. Bakalar arası gecelik faiz oralarıı ele alıa döem içideki seyri icelediğide (Şekil 2) 1994 ve 2001 yıllarıda Türkiye de yaşaa krizleri etkisi kolayca görülebilmektedir yılıı Nisa ayıda patlak vere krizi eticeside faiz oraları %211 gibi çok yüksek değerlere tırmamıştır. Bezer şekilde 2001 yılıda gerçekleşe krizi soucuda faiz oraları hızlı bir şekilde artarak %174 seviyesie ulaşmıştır krizide soraki döemde faiz oraları hızlı bir şekilde azalmış ve 2010 yılıı so çeyreğide yaklaşık olarak %3 ve 2013 yılıı üçücü çeyreğide %4 seviyeleride seyretmiştir. 1,30 1,20 1,10 1,00 0,90 0,80 0,70 0,60 0,50 0,40 0,30 0,20 0,10 0,00 Şekil 1: 2003=100 Bazlı Tüketici Fiyat Edeksideki % Değişim

8 Üretici ve tüketici fiyat edeksie göre hesaplaa eflasyo oralarıı döemideki seyri icelediğide faiz oralarıa bezer şekilde krizlere bağlı olarak 1994 ve 2001 yıllarıda eflasyo oraıda öemli sıçramalar gerçekleştiği görülmektedir. Buula birlikte 2001 yılıda itibare eflasyo oralarıı öemli ölçüde azaldığı ve 2010 yılıı so çeyreğide %6 seviyesie kadar gerilediği ve 2013 yılıı üçücü çeyreğide %7 seviyeleride gerçekleştiği göze çarpmaktadır. TCMB açık eflasyo hedeflemesie geçtiği 2006 yılıda itibare, 2006, 2007 ve 2008 yılları içi sırasıyla %5, %4 ve %4 eflasyo hedefleri belirlemiştir. Gerçekleşme değerlerie bakıldığıda ise sırasıyla %9.7, %8.4 ve %10.1 değerlerii görülmektedir. Bu gerçekleşmelerde sora 2009, 2010 ve 2011 yıllarıda daha yüksek hedefler koulmuş, 2011 yılsou eflasyo hedefi %5.5 olarak belirlemiştir ve 2010 yıllarıda sırasıyla %6.5 ve %6.4 gerçekleşme rakamlarıyla hedef değerlere ulaşılmıştır. 2012,2013 ve 2014 yılları içi eflasyo hedefi %5 olarak belirlemiş acak so iki yılda hedef değerler tutturulamamıştır yılıda uygulamaya koula Eflasyola Mücadele Programı ve 2001 sorası uygulamaya koula Güçlü Ekoomiye Geçiş programıı eflasyou düşürülmeside öemli katkıları olduğu açıktır. Tablo 1: Türkiye de Eflasyo Hedefleri ve Gerçekleşmeler Yıllar Hedef Gerçekleşme Kayak: TCMB, 2014 Para kuralı modelide dikkate alıa so değişke reel GSYİH i potasiyel değeride sapmasıdır ve bu değişke literatürde üretim açığı veya çıktı açığı olarak taımlamaktadır. Çalışmada reel GSYİH i potasiyel değeri, Hodrick-Prescott yötemi ile tahmi edilmiş ve üretim açığı değişkei reel GSYİH i potasiyel değeride çıkarılarak elde edilmiştir ve 2001 yıllarıda GSYİH i tred değeride öemli derecede sapmalar göstermiştir. Bilidiği üzere söz kousu bu döemlerde Türkiye ekoomiside iki öemli kriz gerçekleşmiş ve GSYİH reel olarak öemli derecede azalmıştır. Bu edele 1994 ve 2001 yıllarıda GSYİH i potasiyel değerii oldukça altıda olduğu görülmektedir. Ayrıca 2008 yılıda ABD de emlak piyasasıda ortaya çıka sorula patlak vere ve daha sora fiasal sisteme sıçrayarak birçok baka ve fiasal kuruluşu iflas etmesie ede ola küresel kriz Türkiye ekoomisii de olumsuz yöde etkileyerek GSYİH i potasiyel değerii oldukça altıa imesie ede olmuştur. So olarak bakalar arası gecelik faiz oraları ile tüketici fiyat edeksie göre hesaplaa eflasyo oralarıı zama içideki seyri icelediğide birbirie oldukça uyumlu hareket ettikleri görülmektedir. Özellikle 1994 ve 2001 yıllarıda ortaya çıka krizlerde faiz ve eflasyo oralarıda öemli artışlar gerçekleştiği et bir şekilde ifade edilebilir. 5. Uygulama Souçları İleriye yöelik para politikası kuralıda optimal k ve p değerlerii belirleyebilmek içi öcelikle farklı k ve p değerleri içi doğrusal model tahmi edilmiş ve e uygu model k ve p değerleri model seçim kriterleri kullaılarak belirlemeye çalışılmıştır. Tablo 2 de farklı k ve p değerleri içi Akaike ve Schwarz model seçim kriterleri yer almaktadır. Tablo 2 deki souçlara göre; hem Akaike hem de Schwarz model seçim kriteri k=2 ve p=1 değerii dikkate ala para kuralı modelii öermektedir. Bu souç TCMB i politika faiz oraı belirlerke iki çeyrek döem sorası eflasyo oraıı ve bir çeyrek döem sorası üretim açığıı dikkate aldığıı göstermektedir. Tablo 2: Farklı k ve p Değerlerie Göre Model Seçim Kriterleri Akaike p=0 p=1 p=2 p=3 p=4 Schwarz p=0 p=1 p=2 p=3 p=4 k= k= k= k= k= k= k= k= k= k= Literatürde yer ala çalışmalar para kuralı modelii doğrusal yapıda olmadığıı ve bua bağlı olarak merkez bakalarıı politika tercihlerii ekoomii içide buluduğu duruma göre değişebildiğii göstermektedir. Diğer bir ifadeyle; para kuralı modelii tahmi etmede doğrusal olmaya modelleri daha iyi performas verdikleri özellikle so yıllarda yapıla çalışmalarda et bir şekilde ortaya koulmuştur. Bu amaçla, Deklem (6) da gösterile para kuralı modeli hem EKK yötemi hem de MRS modeli ile tahmi edilmiş ve

9 doğrusal model ile MRS modele ait model seçim kriterleri Tablo 3 te gösterilmiştir. Model seçim kriterlerii tümü MRS modeli doğrusal modele göre daha üstü performas verdiğii belirtmektedir. LR test souçları da MRS modelii para politikası kuralı modelii taımlamada doğrusal modele göre daha başarılı olduğuu göstermektedir. Tablo 3: Para Kuralı Modellerie Ait Model Bilgi Kriterleri Doğrusal Model MRS Modeli Log-Likelihood Akaike Bilgi Kriteri (AIC) Schwarz Bilgi Kriteri (SIC) Haa-Qui Bilgi Kriteri (H-Q) LR Testi χ 2 p-değeri [0.000] Davies p-değeri [0.000] Para politikası kuralı modeli içi e yüksek olabilirlik tahmi souçları Tablo 4 de verilmiştir. Uygulaa iktisat politikasıı, para politikası aktif olarak isimledirilebilmesi içi eflasyo oraı değişkeii parametre tahmi değerii bire eşit veya büyük ve istatistiki olarak alamlı olması gerekmektedir. Bu durum TCMB i kısa döemli faiz oralarıı eflasyo oraıdaki değişime göre belirlediği ve eflasyou düşürmede para politikası aracı ola kısa döemli faiz oralarıı kulladığıı göstermektedir. Diğer tarafta para politikası pasif rejim içi eflasyo oraı değişkeii parametre tahmi değerii istatistiki olarak alamsız olması beklemektedir. Bu durumda ise TCMB faiz oralarıı diğer makroekoomik değişkeleri de göz öüde buludurarak belirlediği soucua varılabilmektedir. Yukarıdaki açıklamalar doğrultusuda Tablo 4 de ilk rejim para politikası pasif rejim, ikici rejim ise para politikası aktif rejim olarak adladırılmıştır. Para politikası aktif rejimde, eflasyo oraı değişkeii parametre tahmii 3.29 olarak elde edilirke %1 öem düzeyide istatistiki olarak alamlı bulumuştur. Diğer değişkeler sabitke eflasyou hedef değeride bir pua aşması durumuda, reel faiz oraı 3.29 pua yükselecektir. Bazı çalışmalarda eflasyo oraı değişkeii parametresii 1 de büyük değer almasıı ekoomide belirsizliği arttıracağı vurgulamaktadır. Ayı rejimde üretim açığı değişkeii parametre tahmii 8.99 olarak elde edilmiş ve %1 öem düzeyide istatistiki olarak alamlı bulumuştur. Diğer değişkeler sabitke üretim açığıı potasiyel değerii 1 pua üzerie çıkması, TCMB i reel faiz oraıı 8.99 pua arttıracağı şeklide yorumlamaktadır. Bu souçlar para politikası aktif rejimide TCMB kısa döemli faiz oralarıı, eflasyo ve üretim açığı değişkelerii göz öüde buludurarak belirlediğii buula birlikte üretim açığı değişkei ağırlığıı daha fazla olduğuu göstermektedir. Tablo 4: Para Politikası Kuralı Modeli içi MRS Model Souçları Bağımlı Değişke: Bakalar Arası Gecelik Faiz Oraı t Para Politikası Pasif Rejim Değişke Parametre Katsayı p-değeri Sabit Terim β Eflasyo Oraı t+2 β Üretim Açığı t+1 β Bakalar Arası Gecelik Faiz Oraı t-1 ρ σ Para Politikası Aktif Rejim Değişke Parametre Katsayı p-değeri Sabit Terim β

10 Eflasyo Oraı t β Üretim Açığı t β Bakalar Arası Gecelik Faiz Oraı t-1 ρ σ Rejim Geçiş Olasılıkları Para Politikası Pasif Rejim t Para Politikası Aktif Rejim t Para Politikası Pasif Rejim t Para Politikası Aktif Rejim t N-χ 2 istatistiği : [0.048] H-χ 2 istatistiği : [0.099] P-χ 2 istatistiği : [0.561] Not: Köşeli paratez içideki değerler ilgili istatistiğe ait olasılık değerleridir. σ regresyo deklemii stadart hatasıı göstermektedir. P-χ 2 hata terimleri içi portmateau otokorelasyo testii, N-χ 2 ormal dağılım testii ve H-χ 2 değişe varyas testii ifade etmektedir. Eflasyo oraı hedeflee değerii aştığıda veya üretim potasiyel düzeyi üzerie çıktığıda, merkez bakası omial faiz oralarıı reel faiz oralarıda yeterli artış sağlayacak şekilde artırmaktadır. Faiz oraıı bir döem gecikmeli değerie ilişki parametre tahmii olarak elde edilmiş ve %1 öem düzeyide istatistiksel olarak alamlı bulumuştur. Faiz oralarıdaki düzleştirme derecesii ifade ede bu katsayıı 0.5 i üzeride elde edilmesi, aktif para politikası rejimide kısa döem faiz oraıı makro değişkeler dikkate alıarak isteile faiz oraıa doğru kısmi olarak uyarladığıı ifade etmektedir. Bu rejimde faiz oraı, elde edile kısmı ayarlama katsayısıa göre düzleştirilecektir. Bu rejimde merkez bakası faiz oraıı isteile seviyesie aşamalı bir şekilde yaklaştırmakta, ai ve yüksek faiz değişimleride kaçımaktadır. Para politikası pasif rejimide eflasyo oraı değişkeii parametre tahmii 0.572, üretim açığı değişkei tahmii olarak elde edilmiş ve eflasyo oraı parametresi istatistiki olarak alamlı buluamamıştır. Eflasyo oraı değişkeie ilişki parametrei 1 de küçük olması Taylor kuralıı izlemeye ve ekoomiyi istikrarsızlaştıra bir politika uyguladığı göstermektedir. Acak tahmilee modelde eflasyo değişkei parametresi birde küçük olmasıa rağme istatistiksel olarak alamlı buluamadığıda yorum yapılmamaktadır. Souçlar, para politikası pasif rejimide kısa döemli faiz oralarıı üretim açığı değişkeie bağlı olarak belirlediğii göstermektedir. Pasif rejimde; diğer değişkeler sabitke, üretim açığıı potasiyel değerii 1 pua üzerie çıkması durumuda, TCMB i reel faiz oraıı 2.16 pua arttıracaktır. Kısmi ayarlama katsayısı olarak elde edilmiş ve %1 öem düzeyide istatistiksel olarak alamlı bulumuştur. Faiz oralarıdaki düzleştirme derecesii ifade ede bu katsayıı bire yakı elde edilmesi, merkez bakasıı yüksek faiz değişimleride kaçıdığıı ve faizi düzleştirme eğilimide olduğuu ifade etmektedir. Faiz düzleştirme parametresi, pasif rejimde aktif rejime göre daha yüksek bir değer almıştır, bu da faiz düzleştirmei derecesii arttığıı ve TCMB i pasif rejimde aktif rejime göre makro dalgalamalar üzeride daha fazla kotrol sağlama gücüe sahip olduğuu göstermektedir. TCMB pasif rejimi geçerli olduğu döemlerde faiz düzleştirme kuralıa da uymuş ve fiasal istikrarı da destekler itelikte bir para politikası yürütmüştür. Tablo 4 ü alt paelide yer ala rejim geçiş olasılıkları icelediğide, para politikası pasif rejimideki kalıcılığı daha yüksek olduğu görülmektedir. Şöyle ki, t döemi para politikası pasif rejim gözlediğide, t+1 döemi içi %93.2 olasılıkla para politikası pasif rejim beklemektedir. Diğer tarafta %62.8 olasılılıkla birbirii takip ede iki döemi para politikası aktif rejim olması beklemektedir. Para politikası aktif rejimide, para politikası pasif rejimie geçme olasılığı %37.1 olarak tahmi edilirke, para politikası pasif rejimde para politikası aktif rejimie geçme olasılığı %6.7 olarak belirlemiştir. Ekoometrik model souçları, TCMB i öümüzdeki döemler içi pasif rejimde kalarak, fiyat istikrarı yakalaya ve fiasal istikrarı da gözete bir para politikası uygulama eğilimide olduğuu ortaya koymaktadır.

11 250% 200% 150% 100% 50% 0% Aktif Rejim Faiz Oraı Şekil 2: Para Kuralı Modeli İçi Aktif Rejim Döemleri MRS modelde elde edile para politikası aktif rejim döemleri Şekil 2 de verilmiştir. Şekil 2 deki souçlara göre; para politikası aktif rejim, faiz oralarıı çok yüksek olduğu 1994 ve 2001 yıllarıda yaşaa ekoomik kriz döemlerie dek gelmektedir krizide soraki döem ise para politikası pasif rejimi kesitisiz olarak devam ettiği döem olarak belirlemiştir. Her iki rejimde de üretim açığı değişkeii katsayı tahmii %1 öem düzeyide istatistiksel olarak alamlı elde edilmiştir. Bua karşılık, para politikası aktif rejimde eflasyo oraı değişkeii katsayı tahmii %1 öem düzeyide istatistiksel olarak alamlı bulumuştur. Bu souçlara göre, TCMB kısa döem faiz oraıı üretim açığıa göre belirlemektedir. Para politikası aktif rejimde eflasyo oraı katsayısı %1 öem düzeyide alamlı ve pasif rejime göre daha büyük elde edildiğide, TCMB i aktif para politikası rejimide eflasyo oraıa daha fazla ağırlık verdiğii söylemek mümküdür. Çağlaya (2005) ve Akla ve Nargeleçekeler (2008) çalışmaları da Türkiye de kısa döem faiz oraı belirleirke eflasyo oraı değişkeie ağırlık verildiğii destekler iteliktedir. Para kuralı modelide kısa döem faiz oraıı bir gecikmeli değeri bağımsız değişke olarak yer almıştır. Bu souca göre, TCMB faiz oralarıı hedeflee düzeye bir çeyrek yıl sora getirmektedir. Özellikle para politikası aktif rejimide TCMB i eflasyo hedeflemesi ve üretim açığıa odakladığı soucua varılmıştır. Eflasyo oraı değişkeie ait katsayıı birde büyük (3.29) ve üretim açığı değişkeie ait katsayıı da pozitif olduğu (8.99) para politikası aktif rejim, merkez bakasıı yüksek eflasyo oraıa bağlı olarak faiz oraı arttırdığıı göstermektedir. Ele alıa döemi tümü içi para politikasıı istikrarlı olmadığıı söylemek mümküdür acak 2001 sorasıda ise fiyat istikrarı ve fiasal istikrar açısıda daha sağlıklı bir döeme geçilmiştir. Kamu kesimi fiasma açıkları özellikle çok arttığı döemlerde istikrarlı para politikaları uygulamasıı mümkü kılmamıştır lı yıllarda TCMB para programları hedeflerie ulaşmak içi faiz dışı fazla verilmesii hükümetlerde özellikle istemiştir (Baydur ve Süslü, 2003) yılıda üretimde daralma ve parasal geişleme soucu eflasyo oraı ciddi rakamlara ulaşılmıştır. Bu gelişmeler karşısıda 5 Nisa 1994 tarihide IMF destekli istikrar programıa geçilmiştir da 1996 ya kadar ki süreçte gerekli mali disipli sağlamakta zorlaılmıştır ki bu döemde sora da kısme sağlamış olsa da fazla uzu sürmemiştir sorasıda ise mali disipli kousuda daha sağlıklı bir sürece geçilmiş ve buula birlikte para politikasıı istikrarı da artmıştır. Tablo 5: Para Politikası Kuralı Modeli içi Aktif ve Pasif Rejim Döemleri Para Politikası Aktif Rejim Para Politikası Pasif Rejim Döemler Süre (Çeyrek) Döemler Süre (Çeyrek) 1991Q1 1991Q Q3 1990Q Q1 1994Q Q4 1993Q Q4 1996Q Q1 1995Q Q1 2000Q Q3 1999Q Q4 2001Q Q1 2000Q Q3 2013Q3 49 Toplam Süre 14 Toplam Süre 79 Rejimi Ortalama Kalıcılık Süresi 2.80 Rejimi Ortalama Kalıcılık Süresi 13.17

12 Para politikası kuralı modeli içi e yüksek olabilirlik tahmi souçlarıa göre; ele alıa 93 çeyrek boyuca 79 çeyrekte para politikası pasif rejim ve sadece 14 çeyrek boyuca ise aktif rejim özellikleri sergilemiştir yılıda itibare 49 çeyrek boyuca sürekli olarak pasif rejim özelliği sergileye para politikasıı, mali disiplii sağlamış olması ve para politikasıda istikrarı arttığı şeklide yorumlamak mümküdür. Aktif rejimleri gözlediği döemler geellikle Türkiye de ciddi krizleri yaşadığı döemlerdir. Para politikasıda aktif rejimi kalıcılığıda söz etmek yapıla aaliz souçlarıa göre söz kousu değildir. 6. Souç Bu çalışmada 1990:1-2013:3 döemide Türkiye de uygulaa para politikalarıı yapısı, Taylor ve geri bildirim (feedback) kurallarıa uygu olarak oluşturula para kuralı deklemi aracılığıyla ve MRS modeli kullaılarak tahmi edilmiş ve para politikasıdaki rejim değişimlerii sistematik bir kural aracılığıyla taımlaabileceği soucua varılmıştır. Para kuralı modelii oluşturulmasıda Leeper (1991), Taylor (1993 ve 2000) ve Assemacher-Wesche (2006) tarafıda öerile yötem takip edilmiştir. Bakalar arası gecelik faiz oraı, eflasyo oraı ve üretim açığı serilerii kullaıldığı para politikası kural deklemi aracılığıyla, para politikasıda 2001 yılıda kırılma tespit edilmiştir. MRS modelide elde edile souçlara göre para politikası aktif rejimde, eflasyo oraı değişkeii parametre tahmii istatistiki olarak alamlı buluurke, para politikası pasif rejimide, eflasyo oraı değişkeii parametre tahmii istatistiki olarak alamlı buluamamıştır. Her iki rejimde de üretim açığı değişkeii parametre tahmii %1 öem düzeyide istatistiksel olarak alamlı elde edilmiştir. Bu bulgular; her iki rejimde de, TCMB i faiz oralarıı Taylor kuralı çerçeveside belirlerke aktif rejimde eflasyo sapmasıa, pasif rejimide ise üretim açığı değişkeie daha fazla ağırlık verdiğii doğrular iteliktedir. Para politikası pasif rejimide gecelik faiz oralarıı ortalaması %36 olarak belirleirke, para politikası aktif rejimide bu ora %97 olarak tahmi edilmiştir. Türkiye de %36 ı üzeride bir faiz oraı para politikasıı aktif rejime taşıyacak ve faiz oraları eflasyo oraıa göre belirleecektir. Rejim geçiş olasılıkları icelediğide para politikası pasif rejimi kalıcılığıı daha yüksek olduğu tespit edilmiştir. Türkiye de 2001 yılı sorasıda kesitisiz para politikası pasif rejimi varlığı yöüde kaıtlar elde edilmiştir. Ele alıa 93 çeyrek boyuca 79 çeyrekte para politikası pasif rejim ve sadece 14 çeyrek boyuca ise aktif rejim özellikleri sergilemiştir sorası döemde 79 çeyrek boyuca sürekli olarak pasif rejim özelliği sergileye para politikasıı, bu döemde istikrarı arttığı şeklide yorumlamak mümküdür. Para politikası aktif rejimleri gözlediği döemler geellikle Türkiye de ciddi ekoomik krizleri yaşadığı döemlerdir ve para politikasıda aktif rejimi kalıcılığıda söz etmek yapıla aaliz souçlarıa söz kousu değildir. Çalışmamıza ele alıa 1990:1-2013:3 döemii tamamıda para politikasıda istikrarlı bir döemde bahsetmek mümkü değilke, TCMB tarafıda 2001 sorası yürütüle politikaları Taylor Kuralı ve faiz düzleştirme kuralı ile uyumlu olduğu söyleebilir. Buula birlikte, para politikası pasif rejim olarak tespit edile bu döemde üretim açığı değişkeie ilişki katsayıı pozitif ve istatistiksel olarak alamlı elde edilmesi, düşük faiz oraı gerekli kılmakla birlikte para politikasıda istikrarlı bir döemi başlatmıştır. Yie bu döemde mali disipli kousuda da daha sağlıklı bir sürece geçilmesi ile birlikte para politikasıı daha istikrarlı bir yapıya kavuştuğuu söylemek mümküdür. Kayakça Akalı, G. & Tokucu, E. (2007). Kurala Dayalı-Takdire Dayalı Para Politikaları: Taylor Kuralı ve Türkiye de Eflasyo Hedeflemesi Uygulaması. Marmara Üiversitesi İİBF Dergisi, 22(1), Akla, N. A. & Nargeleçekeler, M. (2008). Taylor Kuralı: Türkiye Üzerie Bir Değerledirme. Akara Üiversitesi SBF Dergisi, 63(2), Altavilla, C. & Ladolfo, L. (2005). Do Cetral Baks Act Asymmetrically? Empirical Evidece from the ECB ad the Bak of Eglad. Applied Ecoomics, 37, Assemacher-Wesche, K. (2006). Estimatig Cetral Baks Prefereces from a Time-Varyig Empirical Reactio Fuctio. Europea Ecoomic Review, 50,