Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği

Transkript

1 YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:27 Cilt:14 Sayı:1 Celal Bayar Üniversitesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Osman PEKER Adnan Menderes Üniversitesi, Nazilli İ.İ.B.F., İktisat Bölümü, NAZİLLİ ÖZET Bu çalışmada, Türkiye ekonomisi için para politikasının reel etkileri, Oak 1988-Aralık 23 dönemi verileriyle VAR ı temel alan Cohrane (1998) yöntemi kullanılarak sınanmıştır Elde edilen bulgulara göre, hem öngörülmeyen hem de öngörülen para politikasının reel etkileri olduğu görülmüştür. Bu sonuç iktisat kuramları açısından değerlendirildiğinde; Keynesgil geleneğin savlarının desteklendiğini, Klasik geleneğin savlarının ise destek bulmadığını göstermektedir. Para politikasının reel etkileri öngörülen ve öngörülmeyen ayrımına göre analiz edildiğinde ise, Rasyonel Beklentiler Kuramı nın lehine kanıtların bulunmadığı sonuuna varılmaktadır. Çünkü, çalışmada hem öngörülen hem de öngörülmeyen para politikalarının reel çıktı üzerinde etkileri ortaya çıkmıştır. Etkinin büyüklüğü iktisadi aktörlerin, yani kamunun, uygulanan para politikalarını öngörmelerine bağlı olarak değişmiştir. Öngörü dereesi arttıkça, yani λ parametresinin değeri büyüdükçe etkinin değeri de artmıştır. Para politikasının en büyük etkisi λ=1 durumunda gerçekleşmiştir. Anahtar Kelimeler: VAR, Para politikası, öngörülen para politikası, öngörülmeyen para politikası. Measurement of the Monetary Poliy s Effets: The Case of Turkey ABSTRACT This study attemts to test real effets of monetary poliies employing Cohrane (1998) method by using Turkish data for the period of January 1988-Deember 23. The findings reveal that both unexpeted and expeted monetary poliies have real effets. From the viewpoint of eomi theories, the findings are in line with the Keynesian argument ontrary to the Classisal Theory. The results are not supportive to the Rational Expetation Theory, when the real effets of monetary poliy are taken as both expeted and unexpeted. The study also indiate that both the expeted and unexpeted monetary shoks appears to have an effet on the real output. The size of the effet varies depending on the expetation of eonomi agents. As the degree of expetation inreases (λ), the size of the effet inreases, orrespondingly. The maximum effet of monetary poliies appears when λ =1. Key Words: VAR, Monetary poliy, expeted monetary poliy, unexpeted monetary poliy. GİRİŞ Para politikasının ekonomi üzerindeki etkilerinin ölçümüne yönelik çalışmalar, özellikle 198 li yıllarda ekonometrik yöntemlerde ortaya çıkan gelişmelere paralel olarak hız kazanmıştır. Luas (1976) ve Sims in (198) önülüğünde başlayan bu çalışmalar geleneksel modellerin (Cowles Commission models) eleştirilmesini sağlayarak; para politikalarının analizinde, VAR (vetor autoregressive) modellerinin yaygın bir şekilde kullanılması sonuunu doğurmuştur (Bagliano ve Favero, 1998: 17). Ekonomi ve politika yapıılarının birbirinden bağımsız olarak ele alındığı geleneksel modeller (Hoover ve Jorda, 21:114), parasal kurumlara ilişkin

2 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği koşullu tahmin edilen denklemleri kapsayan bütünül modellerdir. Politika yapııları para politikasını değiştirdiklerinde, bu modellerde değişimin etkisi sabit kaldığından görülememektedir. Böylee, yalnıza sürpriz toplam arz fonksiyonu yararlı bir strateji olarak kabul edilmektedir. Luas, bu anlayışa katsayıların istikrarsızlığı içinde makroekonometrik modelleri tahmin etmenin yararlı olmayaağını ifade ederek karşı çıkmıştır. Çünkü parasal rejim değiştiği için, yani sistematik para politikası kuralı değiştiği için, katsayı tahminleri de değişmektedir. Bu durumda, ilgili makroekonometrik değişkenler üzerinde para politikasının etkisini ölçen katsayı, para politikası rejimlerine bağlı olduğunda ortaya çıkmaktadır. Bu ise, belirli bir rejimde tahmin edilen modelin farklı para politikası rejimlerinin etkilerinin değerlendirilmesinde kullanılmayaağı anlamını taşımaktadır (Luas, 1976). Sims (198) ise, yapısal Cowles Komisyonu tipi modellerde iktisadi aktörlerin zamanlararası (intertemporal) optimizasyon yaptığı bir durumda, dışsallığı desteklemek için konulan sınırlamaların gerçekle bağdaşır olmadığını ileri sürmektedir. Söz konusu modellerdeki temel sorunsal önsel (a priori) sınırlamalarla modeldeki değişkenlerin birbirleriyle olan bağımlılıklarının engellenmesidir. Dolayısıyla, makroekonomik değişkenler arasında önemli bir korelasyon olmasına rağmen, meydana gelen değişmeler bağımsız bir şekilde düşünülmektedir. Oysa, VAR 1 çatısı içinde her değişken içsel olarak kabul edilmektedir. İçsel değişken vektöründeki her değişken kendisinin ve diğer bütün değişkenlerin geikmeli değerlerini tahmin etmektedir. VAR, sistematik tepkiler ve rassal hatalar içinde ekonomide gözlemlenen değişmeyi ayrıştırmaktadır. Değişkenlerin hepsi içsel olduğundan ekonomideki hareketler rassal hata terimlerine yansımaktadır. 1 İlk defa Sims tarafından formüle edilen VAR ın yeni yönteminde, güçlü önsel (a priori) kısıtlamalar olmaksızın içsel değişkenler arasındaki dinamik ilişkiler tahmin edilmektedir. Dolayısıyla, bu yaklaşımda hangi değişkenin içsel değişken hangi değişkenin dışsal değişken olaağı zorunluluğunun olmaması ve modellerin kurulmasında sıkı ekonomik kurama bağlı kalınmaması uygulayıılar açısından büyük bir kolaylık olarak görülmektedir (Charezma ve Deadman, 1993: 181-2; Davidson ve MaKinnon, 1993: 685). VAR yönteminin söz konusu edilen bu kolaylıkları aynı zamanda bu yaklaşımı geleneksel modellerin (Cowles Commission) yaklaşımından ayıran en temel özellikler arasında kabul edilmektedir. VAR modellerinin yukarıda belirtilen kolaylıkları yanında, uygulayıılar açısından bazı güçlüklerinin de olduğu bilinmektedir. Gujarati ye (1995: 75) göre, m-değişkenli bir VAR modelinde bütün m-değişkenleri durağan olmak zorundadır. Eğer, durağanlık sağlanamıyorsa, veriler uygun bir şekilde dönüştürülmelidir. Başka bir güçlük ise, VAR modelinde uygun geikme uzunluğunun saptanması konusudur. Örneğin, üç değişkenli bir VAR modelinde, her denklemdeki değişkenin sekiz geikmeye sahip olduğu varsayılırsa, her denklemde yirmidört geikmeli parametre ve sabit terim bulunaaktır. Dolayısıyla, örnek uzayının boyutu büyük olmadıkça, tahmin edilen bir çok parametre serbestlik dereesini tüketir. Bu ise, modelin parametrelerinin tahminini zorlaştırır. 2 Çizelge 1 de kamunun davranış biçimine göre yapılan ayırım diğer iktisat kuramlarının aksine, özellikle Luas (1972, 1973, 1975) ve Barro nun (1976, 1977, 1978), çalışmalarında ifadesini bulan ve sonradan Wogin (198), Blejer ve Fernandez (1979), Atfield vd. (1981) ve Kretzmer in (1989) çalışmalarıyla desteklenen Yeni Klasik Yaklaşım açısından büyük önem taşımaktadır. Çünkü, bu çalışmalarda para politikasının reel etkiler yaratması, kamunun, uygulanan para politikalarını öngörememesi koşuluna bağlanmaktadır. 182

3 Yönetim ve Ekonomi 14/1 (27) İktisat yazınında, para politikasının etkilerini araştıran görgül (ampirik) çalışmalar Çizelge 1 deki gibi sınıflandırılabilir. Herhangi bir para politikası rejiminde; çizelgenin yatay ekseni iktisadi aktörlerin, yani kamunun sergileyeeği davranış şeklini gösterirken; çizelgenin dikey ekseni politika yapıılarına ilişkin davranış biçimini belirtmektedir. Çizelge 1 de kamunun davranışı öngörülen ve öngörülmeyen olmak üzere ikiye ayrılmakta ve bu ayırım, fiyat düzeyindeki değişmelerin tahmin edilmesinde ortaya çıkan hatalara bağlanmaktadır 2. Eğer, kamu, fiyat düzeyindeki değişmeleri bütünüyle tahmin edebilirse, öngörülen; aksi durumda öngörülmeyen durum söz konusu olmaktadır. İlkinde, hiçbir fiyat sürprizi olmamasına karşın, diğerinde fiyat sürprizleri meydana gelmektedir. Çizelge 1 deki diğer bir ayırım ise, politika yapıılarının davranışına ilişkindir. Eğer, politika yapııları belli kural ve ilkelere bağlı kalaak şekilde davranırsa sistematik durum söz konusu olmakta; aksi durumda ise, yani belli kural ve ilkelere bağlı olmasına rağmen bunlardan sapaak şekilde davranırsa sistematik olmayan davranış biçimi söz konusu olmaktadır. Kamu Öngörülen Öngörülmeyen Çizelge 1: Para Politikasının Reel Etkilerinin Analizi Politika Yapııları Sistematik Olan Sistematik Olmayan Para otoritesi belli ilke ve kurallara göre Para otoritesi belli ilke ve kurallara davranmaktadır. Dolayısıyla, iktisadi bağlı olan politikadan aktörler uygulanması olası para vazgeçmektedir. Bunun yerine, politikasına ilişkin tam bilgiye sıradışı ve güvenilir bir politikayı sahiptirler ve para otoritesinin politika geçii olarak uygulayaağını ilan tepki fonksiyonunu bilmektedirler. etmektedir. İktisadi aktörler açısından sürpriz bir durum meydana Para otoritesinin belli ilkelere göre davranmasına rağmen, politika tepki fonksiyonunda sürpriz bir değişme meydana gelmektedir. Bu beklenmedik değişme karşısında, iktisadi aktörler tam bilgiye sahip olmadıkları için, öngörüde hata yapmaktadırlar. gelmemektedir. Para otoritesi belli ilke ve kurallara bağlanmadan davrandığı gibi, uygulayaağı politikanın güvenirliği de söz konusu olmamaktadır. Dolayısıyla, politika tepki fonksiyonu, iktisadi aktörler açısından bütünüyle rassal duruma gelmekte ve öngörülmemektedir. KAYNAK: Hoover ve Jorda (21) den uyarlanmıştır. Bu çerçevede çalışmada, Oak 1988-Aralık 23 dönemi verileri kullanılarak, vektör otoregresif (vetor autoregressive, VAR) yöntemi yardımıyla, para politikasının reel çıktı düzeyi üzerindeki etkisi Türkiye ekonomisi için araştırılaaktır. Çalışmanın bundan sonraki kısmı dört temel bölümden oluşmaktadır. İkini bölümde, yöntem anlatılaak; üçünü bölümde, veriler ve ön testlerin yer aldığı uygulama kısmı yer alaak; dördünü bölümde görgül sonuçlar tartışılaak; son bölümde ise genel bir değerlendirme yer alaaktır. 183

4 184 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği I. YÖNTEM Çalışmada, para politikasının etkilerini ölçmek için kullanılaak model Cohrane (1998) tarafından geliştirilen VAR temelli modeldir. Cohrane, modelinin ilk temel denklemini şu biçimde tanımlamaktadır: y = a L λ m + 1 λ m E 1m + b L δ t ( )[ ( )( )] ( ). t t t (1) Burada; y t, çıktıyı; m t, parasal büyümeyi; öngörülmeyen parayı; ( L) a ve ( L) b ( L) δ t uyarlama parametresini (< λ <1); t Et 1 mt, öngörülen parayı; mt Et 1mt, b yapısal geikme polinomlarını; λ,, parasal olmayan faktörlerin çıktı üzerindeki etkisini temsil eden parametreyi ifade etmektedir. Bu modelde, λ olduğunda yalnız öngörülmeyen para söz konusu olmakta; λ 1 olduğunda ise, öngörülen ve öngörülmeyen para arasında bir farklılık meydana gelmemektedir. Cohrane, modelin temel denklemini tanımladıktan sonra, VAR sisteminde para ile çıktının birleşik hareketli ortalama temsilini elde etmektedir: m ( L) ( L) ε ε [ ε ε ] =. t mm my mt mt, E I y = mt yt ym ( L) yy ( L) t ε yt ε yt (2) Burada; y ve m, çıktının ve bir parasal toplamın trendden arındırılmış logaritmalarını temsil ettikleri için olası zaman trendleri ve sabitler ihmal edilmektedir. mm, my, ym ve yy ise, etki-tepki fonksiyonlarının katsayılarını temsil etmektedir. Parasal şokların etkilerini ölçebilmek için, temel denklemdeki a (L) yi belirlemek gerekmektedir. Bunun için, Denklem (2) den elde edilen y t ve m t nin hareketli ortalama temsilleri (moving average represantations), Denklem (1) de yerine konmasıyla elde edilen denklem, ε mt nin katsayıları için yeniden yazılırsa, para politikasının etkilerini gösteren denklem elde edilmektedir. ( L) = a ( L) [ λ ( L) + ( λ) ( ) ]. ym mm 1 mm (3) Burada;, } ve, } den a } yi bulmak için, Denklem (3) de, { ym j { mm j { j L nin güçleri eşitlendiğinde aşağıdaki eşitlik elde edilir. a = ym, mm, ; a j = ym, j λ j 1 k = a mm, k mm, j k j >. (4) Modelde; öngörülen ve öngörülmeyen para politikasının etkileri ayrıştırılarak inelenirse, ortaya şöyle bir durum çıkmaktadır: λ = olduğunda, öngörülmeyen para politikasının etkileri ölçülür. Buna göre, Denklem (3), a ( L) için yeniden yazılırsa;

5 a ( L) = ym mm ( L) ( ). Yönetim ve Ekonomi 14/1 (27) (5) Eğer, öngörülen ve öngörülmeyen para politikası arasında hiçbir ayırım yoksa, λ = 1 olmakta ve burada, parasal şoktan çok, bir birimlik parasal etkiye, çıktının verdiği dinamik tepki ölçülmektedir. Denklem (3), bu durum için yeniden yazılırsa, a ( L) = ym mm ( L) ( L). (6) Denklem (4), (5) ve (6), Cohrane (1998) modelinde para politikasının etkilerini ölçmek için elde edilen temel denklemlerdir. II. UYGULAMA A.VERİLER Para politikasının reel etkilerini açıklamak amaıyla bu çalışmada, toplam altı değişkene ait zaman serisi verileri kullanılmıştır. Değişkenlerin seçiminde iktisat yazınında para politikasının reel etkilerini ineleyen bazı çalışmalar referans olarak kabul edilmiştir 3. Çalışmada kullanılan zaman serileri Oak Aralık 24 dönemlerini kapsayan aylık serilerden oluşmaktadır. Faiz değişkeni Devlet Planlama Teşkilatı Temel Ekonomik Göstergeler den, diğer değişkenler Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası, Elektronik Veri Dağıtım Sisteminden (hhtp:// temin edilmiştir. Buna göre; parasal toplamın ölçümü olarak M1 ile tanımlanmış para arzı; çıktının ölçümü için sanayi üretim endeksi; maliye politikasının göstergesi olarak nominal hükümet haraması; para politikası araı olarak bankalar-arası faiz oranı; fiyatlar genel düzeyi için tüketii fiyat endeksi; nominal döviz kuru için dolar seçilmiştir. Analizlerdeki değişkenler Çizelge 2 de sunulan kısaltmalar ile gösterilmiştir. Ayrıa, Nisan 1994, Aralık 2, ve Şubat 21 krizleri için kukla değişkenleri kullanılmıştır. Bütün testler ve tahminler için Eonometri Views (Eviews, version 4.) bilgisayar paket programından yararlanılmıştır. Çizelge 2: Değişkenler M1 Para arzı (milyar TL) IPI Sanayi üretim endeksi (1987=1) GOV Nominal hükümet haraması (milyar TL) OVERNG Bankalar-arası faiz oranı (günlük ortalama değerler) CPI Tüketii fiyat endeksi (DİE, 1987=1) EXR Nominal döviz kuru (TL/$ için alış ve satış kurlarının ortalaması) 3 Bu konuda ayrıntılı bilgi için bakınız (Barro, 1978; Barro, 1977; Attfield vd., 1981; Canarella ve Pollard, 1989; Abaan, 1987; Marashdeh, 1993; Mohabbat ve Al-Saji, 1991; Yamak ve Küçükkale, 1998; Chu ve Rattı, 1997). 185

6 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği Değişkenlerin hangi sırada analizde yer alaağı konusunda Cohrane nin (1994, 1998) para arzındaki değişmelerin etkilerini ölçmek için kullandığı sıralama temel alınmaktadır. Bu sıralamada para otonom olarak kabul edilmekte ve para arzında meydana gelen artışlar geikmeli olarak diğer değişkenleri etkilediği varsayılmaktadır. Buna göre değişkenlerin sırası: M1, OVERNG, GOV, IPI, CPI, EXR. Modele EXR (döviz kuru) tarafımızdan eklenmiştir 4. Çünkü, TCMB ulusal paranın iç ve dış istikrarını hedef olarak önemsediği için, döviz kuru önemli bir para politikası değişkeni olarak görülmektedir. B. ÖN TESTLER VAR yönteminde analizin yapılabilmesi için, sözü edilen zaman serilerine ilişkin bazı işlem ve testlerin yapılması gerekmektedir. Bunun için ilk aşamada, faiz değişkeni (OVERNG) hariç, bütün zaman serileri logaritmik biçime dönüştürülmüştür. Bu işlemle bütün değişkenler aynı düzeye getirilmiştir. İkini aşamada mevsimsel etkilere sahip olduğu anlaşılan sanayi üretim endeksi (IPI) ve nominal hükümet haraması (GOV) X11 prosedürü kullanılarak mevsimsellikten arındırılmıştır. Üçünü aşamada ise zaman serilerinin durağan olup olmadığını belirlemek için birim kök testi uygulanmıştır. Birim kök testi sonuunda durağan olmadığı anlaşılan zaman serilerinin farkı alınmıştır. Buna göre, değişkenlerin hesaplanan ADF Birim Kök Testi sonuçları Çizelge 3 de sunulmuştur Değişkenler 5, öne düzey değerleriyle sonra birini farkları alındıktan sonraki düzeyleriyle test edilmiştir. Değişkenlerin optimum geikmeli dönem sayısı Akaike Bilgi Kriteri ne (Akaike Information Criterion: AIC) göre maksimum 12. dönemden başlanarak belirlenmiştir Uygulanan ADF Birim Kök Testi sonuçlarına göre; faiz değişkeni I(), diğer değişkenler ise I(1) olarak bulunmuştur. Bu durumda faiz değişkeni dışındaki değişkenleri durağan hale getirmek için birini dereen farkları alınmıştır. Bu işlem sonuunda sözü edilen değişkenler durağan hale gelmiştir. Buna göre VAR analizinde faiz değişkeni düzey değeriyle, diğer değişkenler birini farkı alınmış değerleriyle yer alaaktır. 4 Enders a (1995: 39) göre, sıralamanın önemi hata terimleri arasındaki korelasyon katsayısının önemine bağlıdır. O zaman, farklı sıralamalarda tahmin edilen modelin hata terimleri arasındaki korelasyon katsayılarında bir farklılık meydana gelmiyorsa, sıralamanın farklılaşması önemli olmamaktadır. Bunun yanısıra, sıralamanın ters çevrilerek elde edilen etki-tepki fonksiyonlarının karşılaştırılmasıyla da, sıralama farklılaştırmasının önemli olup olmadığı araştırılabilir. Eğer, farklı sıralamalardan elde edilen etki-tepki fonksiyonları arasında tamamen bir farklılık meydana geliyorsa, sıralama önemli hale gelmektedir ve sıralama için ilave bir araştırma gerekli olmaktadır. Bu çalışmada sıralamanın önemini test etmek için temel alınan Cohrane nin sıralaması, söz konusu edilen iki yöntemle araştırıldı. Buna göre, hem hata terimleri arasındaki korelasyon katsayılarının değişmediği; hem de etki-tepki fonksiyonlarında ihmal edilebilir değişikliklerin olduğu görülmüştür. 5 Değişkenlerin ham ve birini farkları alındıktan sonraki değerleri sırası ile Ek 1 ve Ek 2 de şekil olarak sunulmaktadır. 186

7 Yönetim ve Ekonomi 14/1 (27) Çizelge 3: ADF Birim Kök Testi (Düzey Değerler) Değişkenler Test Biçimi ADF Değerleri MaKinnon Kritik Optimal Geikme Değerler (%1) Sayısı M1L sabit terim+trend (s+t) -1, OVERNG (s) GOVLSA (s+t) IPILSA (s+t) CPIL (s+t) EXRL (s+t) ,91 1 (Birini Farklar) Değişkenler Test Biçimi ADF Değerleri MaKinnon Kritik Optimal Geikme Değerler(%1) Sayısı M1LD sabit terim+trend (s+t) GOVLSAD (s+t) IPILSAD (s+t) CPILD (s+t) EXRLD (s+t) Bir VAR modeli tahmin edilmeden öne yapılması gerekli diğer bir test uygun bir geikme sayısının belirlenmesidir. Yazında geikme sayısını belirlemede çok sayıda bilgi kriterleri kullanılmaktadır. Bunlar arasında otokorelasyon testi, Akaike bilgi kriteri, Shwarz bilgi kriteri (Shwarz information riterion: SC) ve Son Tahmin Hatası kriteri (Final predition error: FPE) en sık kullanılanlar arasında yer almaktadır (Johansen, 1995; Enders, 1995). Bu çalışmada geikme dereesi belirlenirken AIC bilgi kriteri ve FPE kriterinin yanısıra otokorelasyon testinden de yararlanılmıştır. Buna göre, optimal geikme sayısı Çizelge 4 de verilen AIC ve FPE nin minimum değerine göre beş geikmeli olarak belirlenmiş ve bunun, Çizelge 5 de sunulan otokorelasyon testinin beş geikmeli modeliyle de desteklendiği görülmüştür. Böylee, çalışmada tahmin edilen VAR modelinin geikme dereesi beş olarak alınmıştır. Çizelge 4: Geikme Sayısı Testi Bilgi Geikme Sayısı Kriterleri AIC * FPE 5.28E E E E E-11 * 4.39E E

8 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği Çizelge 5: Otokorelasyon Testi Lags 3.geikmeli 4.geikmeli 5.geikmeli * LM-Stat Prob LM-Stat Prob. LM-Stat Prob III. GÖRGÜL (AMPİRİK) SONUÇLAR Altı değişkenli VAR 6 modelinden elde edilen sonuçlara, Cohrane (1998) yönteminin uygulanmasıyla, para politikasının reel çıktı üzerindeki öngörülmeyen etkileri λ parametresine modeldeki gibi dört farklı değer verilerek test edilmiştir. Buna göre, öngörülmeyen para politikasının reel etkileri birikimli olarak Şekil 1 de sunulmaktadır. İlk bakışta λ= değeriyle elde edilen para politikasının etkisi, diğer λ değerleriyle elde edilen para politikasının etkisine göre, daha küçük olduğu görülmektedir. λ parametresinin aldığı değerler büyüdükçe para politikasının etkisi de artmaktadır. Ş e k i l 1: Ö n g örü l m e y e n Para Pol i ti k as ı n ı n Re e l Ç ı k tı Üz e ri n de k i B i ri k i m l i Etk i l e ri,6,4,2 -,2 -,4 -, λ= λ=.2 λ=.5 λ=1 6 VAR dan elde edilen etki-tepki fonksiyonları Ek-3a ve Ek 3b de sunulmaktadır. 188

9 Yönetim ve Ekonomi 14/1 (27) Özellikle λ=1 olduğu durumda bu etki çok daha büyük bir şekilde ortaya çıkmaktadır. Beşini dönemde en yüksek değerlerine ulaşan λ değerleri bu dönemden sonra hızlı bir düşüş göstererek yedini dönemde en küçük değerlerine varmaktadır. Sekizini dönemden sonra tekrar artışa geçen λ değerlerinin reel çıktı üzerindeki etkileri λ=, λ=.2 ve λ=.5 değerlerinde ondördünü dönemden itibaren, λ=1 değerinde ise onyedini dönemden itibaren sıfıra yaklaşmakta ve yatay düzleme paralel bir görünüm alarak önemsiz hale gelmektedir. Öngörülen para politikasının reel etkilerinin sunulduğu Şekil 2 de ise, ilk dikkati çeken özellik λ= eğrisiyle elde edilen para politikası etkisinin sıfır olmasıdır. Diğer bir özellik λ=.2 ve λ=.5 değerlerinin reel çıktıyı etkileme güünün, Şekil 1 de sunulan öngörülmeyen para politikasının etkisine göre, azalmış olmasıdır. Şekil 2 de başlangıç döneminde, λ= değeri dışında, bütün λ değerleriyle elde edilen şokların birini dönemden itibaren pozitif bir değere yükseldikleri görülmekte ve beşini ve altını dönem arasında ise en büyük değerlerine varmaktadır. Altını dönemden sonra λ değerleri hızlı bir düşüş trendine girmektedir. Yedini dönemde, λ=.2 değeriyle elde edilen para politikasının reel çıktıyı etkilemesi bütünüyle önemsizleşmektedir. λ=1 değeriyle elde edilen para politikasının öngörülen etkisi onyedini dönemden itibaren λ=.5 in etkisi ise ondördünü dönemden sonra tamamen bitmektedir. Şekil 2: Öngörülen Para Politikasının Reel Çıktı Üzerindeki Birikimli Etkileri,6,4,2 -,2 -,4 -, λ= λ=.2 λ=.5 λ=1 Türkiye ekonomisi için, λ nın veri olarak kabul edilen dört farlı değerine göre (,.2,.5, 1) para politikasının reel çıktı üzerindeki etkileri modeldeki gibi öngörülmeyen ve öngörülen ayrımına gidilerek test edilmiştir. Buna göre, para politikasının etkisi λ nın aldığı değerlere göre değişmiştir. λ nın aldığı değer ne kadar büyük olmuşsa, para politikasının etkisi de o kadar artmıştır. Bu sonuç hem öngörülen para politikasının etkisi için, hem de öngörülmeyen para politikasının etkisi için değişmemiştir. Her iki durumda reel çıktı, bütün λ değerleri için, en yüksek değerine beşini dönemle altını dönem arasında varmıştır. Bu dönemde 189

10 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği λ=1 durumu söz konusu olduğunda öngörülmeyen para politikasının reel çıktıyı yaklaşık olarak % 4 oranında arttırmıştır. Bu sonuç öngörülen durum için de değişmemiştir. Diğer λ değerlerinin, λ=1 değerine göre, reel çıktıyı etkileme güü daha zayıf kalmıştır. Çalışma, öngörülmeyen para politikasının etkileri bakımından Cohrane nin (1998) sonuçlarından biraz farklılaşırken Hoover ve Jorda nın (21) sonuçlarıyla benzerlik içindedir. Öngörülen etkiler açısından ise, sözü edilen her iki çalışmayla da uyumludur. SONUÇ Türkiye ekonomisinde para politikasının reel çıktı üzerindeki etkileri, ister öngörülmeyen, ister öngörülen durma göre test edilsin, her iki durumda da reel etkiler ortaya çıkmaktadır. Bu sonuç, para politikasının reel etkiler doğuraağı önermesini savunan Keynesgil geleneğin lehine bir kanıt olarak yorumlanabilmekte iken; para politikasının reel çıktı açısından yansız olduğunu dile getiren Klasik geleneğin ise destek bulmadığını ifade etmektedir. Çalışmada öngörülmeyen para politikasının reel etkilerinin olması Rasyonel Beklentiler Yaklaşımı nın lehine, yani Luas-Barro geleneğinin lehine bir kanıt olmasına rağmen, öngörülen para politikasının da reel etkilerinin olması söz konusu yaklaşımın desteklenemeyeeğini ortaya çıkarmaktadır. Çünkü çalışmada her iki durumunda da para politikasının reel etkilerinin olduğu görülmüştür. KAYNAKÇA ATTFIELD, C. L. F. vd. (1981), A Quarterly Model of Unantiipated Monetary Growth, Output and The Prie Level In The U.K , Journal of Monetary Eonomis, 8, BAGLİANO, F. C. ve C. A. FAVERO (1998), Measuring Monetary Poliy With VAR Models: An Evaluation, European Eonomi Review, 42, BARRO, R. J. (1976), Rational Expetations and the Role of Monetary Poliy, Journal of Monetary Eonomis, 2, BARRO, R. J. (1977), Unantiipated Money Growth and Unemployment in the United States, The Amerian Eonomi Review, 67 (2), pp BARRO, R. J. (1978), Unantiipated Money, Output, and The Prie Level In The United States Journal of Politial Eonomy, 86 (41), BLEJER, M. I. ve R. B. FERNANDEZ (198), The Effet of Unantiipated Money Growth on Pries and on Output and Its Composition in A Fixed- Exhange-Rate Open Eonomy, Canadian Journal of Eonomis, 13, CANARELLA G. ve S. K. POLLARD (1989), Unantiipated Monetary Growth, Output, And The Prie Level In Latin Ameria, Journal of Development Eonomis, 3, CHAREZMA, W. W. ve D. F. DEADMAN (1993), New Diretions in Eonometri Prati, USA: Edward Elgar. CHU, J. ve A. R. RONALD (1997), Effets of Unantiipated Monetary Poliy on Aggregate Japanese Output: The Role of Positive and Negative Shoks, Canadian Journal of Eonomis, 3, COCHRANE, J. H. (1998), What Do the VARs Mean? Measuring the Output Effets of Monetary Poliy, Journal of Monetary Eonomis, 41, COCHRANE, J. H. (1994), Shoks, NBER Working Paper Series, DAVİDSON, R. ve J.G. MACKINNON (1993), Estimation and Inferene in Eonometris, London: Oxford University Press. ENDERS, W. (1995), Applied Eonometri Time Series, John Wiley and Sons. 19

11 Yönetim ve Ekonomi 14/1 (27) GUJARATI, D. N. (1995), Basi Eonometris, MGraw-Hill, 3 Baskı. HOOVER, K. D. ve O. JORDA, (21), Measuring Systemati Monetary Poliy, Federal Reserve Bank of St. Louis, July/August, JOHANSEN, S. (1995), Likelihood Based Inferene in Cointegrating Vetor Autoregressive Models, NewYork: Oxford University Press. KRETZMER, P. E. (1989), The Cross-Industry Effets of Unantiipated Money In An Equilibrium Business Cyle Model, Journal of Monetary Eonomis. 23, LUCAS, R. E. (1972), Expetations and Neutrality of Money, Journal of Eonomi Theory, 4 (2), LUCAS, R. E. (1973), Some International Evidene on Output-Inflation Tradeoffs, TheAmerian Eonomi Review, 63 (3), LUCAS, R. E. (1976), Eonometri Poliy Evaluation: A Critique, Journal of Monetary Eonomis, 1(2), LUCAS, R. E. (198), Methods and Problems in Business Cyle Theory, Journal of Money, Credit, and Banking. 12, MARASHDEH, O. (1993), Antiipated and Unantiipated Money: A Case Study of Malaysia, Applied Eonomis, 25, MERRİCK, J. (1983), Finanial Market Effiieny, the Deomposition of Antiipated Versus Unantiipated Money Growth, and Furter Tests of the Relation Between Money and Real Output, Journal of Money, Credit, and Banking, 15, MOHABBAT, K. ve A. K., Al-Saji (1991), The Effets on Output of Antiipated and Unantiipated Money Growth: A Case Study of An Oil-Produing Country, Applied Eonomis, 23, SHEEHEY, E. J. (1984), The Neutrality of Money In the Short Run: Some Tests, Journal of Money, Credit, and Banking, 16, SIMS, C. A. (198), Maroeonomis and Reality, Eonometria, 48, SMALL, D. H. (1979), Unantiipated Money Growth and Unemployment in the United States: Comment, Amerian Eonomi Review, 69, WOGİN, G. (198), Unemployment and Monetary Poliy Under Rational Expetations, Journal Of Monetary Eonomis, 6,

12 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği Ek 1: Ham Zaman Serileri 2. 4 E E E E E E E + M 1 O V E R N G 2. E E E E E E + 5 G O V I P I 4. E E E E E E E E E + 9. E +. E + C P I E X R Ek 2: Durağanlaştırılmış Zaman Serileri M 1 L D O V E R N G G O V L S A D I P I L S A D C P I L D E X R L D 192

13 Yönetim ve Ekonomi 14/1 (27) Ek 3a: Etki-Tepki Fonksiyonları Response to Cholesky One S.D. Innovations Response of M1LD to M1LD Response of M1LD to OVERNG Response of M1LD to GOVLSAD Response of M1LD to IPILSAD Response of M1LD to CPILD Response of M1LD to EXRLD Response of OVERNG to M1LD Response of OVERNG to OVERNG Response of OVERNG to GOVLSAD Response of OVERNG to IPILSAD Response of OVERNG to CPILD Response of OVERNG to EXRLD Response of GOVLSAD to M1LD Response of GOVLSAD to OVERNG Response of GOVLSAD to GOVLSAD Response of GOVLSAD to IPILSAD Response of GOVLSAD to CPILD Response of GOVLSAD to EXRLD

14 O. Peker / Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örneği Ek 3b: Etki Tepki Fonksiyonları Response to Cholesky One S.D. Innovations Response of IPILSAD to M1LD Response of IPILSAD to OVERNG Response of IPILSAD to GOVLSAD Response of IPILSAD to IPILSAD Response of IPILSAD to CPILD Response of IPILSAD to EXRLD Response of CPILD to M1LD Response of CPILD to OVERNG Response of CPILD to GOVLSAD Response of CPILD to IPILSAD Response of CPILD to CPILD Response of CPILD to EXRLD Response of EXRLD to M1LD Response of EXRLD to OVERNG Response of EXRLD to GOVLSAD Response of EXRLD to IPILSAD Response of EXRLD to CPILD Response of EXRLD to EXRLD 194