TÜRK ÖDEMELER BİLANÇOSUNA PARASAL BİR YAKLAŞIM: GIRTON-ROPER MODELDEN KANITLAR Ψ

Transkript

1 TÜRK ÖDEMELER BİLANÇOSUNA PARASAL BİR YAKLAŞIM: GIRTON-ROPER MODELDEN KANITLAR Ψ Rahmi YAMAK a Abdurrahman KORKMAZ b Özet Bu çalışma, Ödemeler Bilançosuna Parasal Yaklaşım olarak adlandırılan hipotezin, 001:08-006:08 dönemi Türkiye ekonomisi bakımından geçerliliğini sınamayı amaçlamaktadır. Girton ve Roper (1977) tarafından geliştirilen parasal bir modelin, Sınır Testi yardımı ile uygulanması neticesinde; hipotezin Türkiye ekonomisi bakımından söz konusu dönemde geçerli olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Elde edilen ampirik bulgular, yurtiçi kredilerdeki değişim ile ulusal paranın (Yeni Türk Lirası) yabancı para birimleri karşısındaki değeri ve net dış varlık seviyesi arasında negatif bir ilişki olduğunu ortaya koymaktadır. Anahtar Kelimeler: Paracı Yaklaşım; Ödemeler Bilançosu; Döviz Kuru; Sınır Testi; Girton-Roper Model; Döviz Piyasası Baskısı. JEL Sınıflandırması: C51; E51; E58. A MONETARY APPROACH TO TURKISH BALANCE OF PAYMENTS: EVIDENCES FROM THE GIRTON-ROPER MODEL Abstract This paper aims at testing for validity of the hypothesis as called Monetary Approach to Balance of Payments for Turkish economy in the period of 001:08-006:08. The hypothesis is found to be valid for Turkish economy in that period as a result of application of a monetary model developed by Girton and Roper (1977) via Bounds Testing. Achieved empirical results reveal that there has been a negative relation between change in domestic credits and relative value of domestic currency (New Turkish Lira) to those of foreign and level of net foreign asset. Keywords: Monetary Approach; Balance of Payments; Exchange Rate; Bounds Testing; Girton-Roper Model; Exchange Market Pressure. JEL Classification: C51; E51; E Giriş 001 yılı Şubat ayı içerisinde gerçekleşen yüksek oranlı devalüasyonun ardından, Yeni Türk Lirası nın (YTL) son yıllarda aşırı değerli bir konuma sürüklendiği gözlenmektedir. 001 Şubat Krizi sonrası; tarihi boyutlara ulaşan cari işlemler açığı, döviz alımı yönündeki sayısız Merkez Bankası müdahalesi, esnek döviz kuru rejimi ve tutturulamayan 006 yılı enflasyon hedefine rağmen, YTL nin aşırı değerli konumunu sürdürmeye devam ettiği bilinmektedir. YTL, Uluslararası Para Fonu (IMF) tarafından 17 gelişmiş ve gelişmekte olan ülkenin esas alınmasıyla hesaplanan, üretici ve tüketici fiyatları tabanlı reel efektif döviz kuru endekslerine (1995=100) göre; Aralık 006 rakamları bakımından sırasıyla %39.1 ve %60. oranlarında aşırı değerlidir. YTL 006 yılı Mayıs ve Haziran aylarında küresel finans piyasalarında Ψ Bu çalışma. 4-5 Mayıs 007 tarihleri arasında İnönü Üniversitesi Kongre ve Kültür Merkezinde düzenlenen Türkiye 8. Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu nda sunulmuş bildiridir. a Prof.Dr. ; Karadeniz Teknik Üniversitesi; İİBF; Ekonometri Bölümü. b Öğr.Gör. ; Karadeniz Teknik Üniversitesi; Vakfıkebir MYO; akorkmaz@ktu.edu.tr.

2 yaşanan türbülans sonucunda yaklaşık %10 oranında değer kaybetse de; Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası nın (TCMB) söz konusu türbülans esnasında kendi faiz oranlarını yükseltmesi, YTL nin değer kaybının sınırlı kalmasına neden olmuştur. Yaşanan türbülans bir yandan müdahale edilmediği takdirde YTL nin aşırı değerli konumunun, dış konjonktürde ortaya çıkabilecek dalgalanmalar karşısında ekonominin kırılganlığını her geçen gün arttıracağını gösterirken; diğer yandan zaten oldukça yüksek düzeylerde seyreden reel faizlerin, YTL nin aşırı değerlenmesinin en önemli nedenlerinden birisi olduğu yolundaki tartışmaları da alevlendirmiştir. Bu bağlamda; bu çalışmada, para politikasının döviz kuru ve ödemeler bilançosu üzerindeki etkisinin, salt parasal bir çerçevede ele alınması amaçlanmaktadır. Çalışmanın geri alan kısmı, şu şekilde tasarlanmıştır;. ve 3. bölümlerde sırası ile çalışmada kullanılan iktisadi model ve ekonometrik yöntem üzerinde durulmuştur. 4. bölümde elde edilen ampirik bulgulara yer verilmiştir. Son olarak 5. Bölümde ise ampirik bulgulara dayalı olarak genel bir değerlendirme yapılmıştır.. İktisadi Model Çalışmada, Girton ve Roper (1977) tarafından dönemi Kanada ekonomisi döviz rezervlerindeki baskıyı ölçmek için dizayn edilen bir modelin, Connoly ve Da Silveria (1979) versiyonu kullanılmıştır. Söz konusu model, istikrarlı bir para talebi, bir para arzı tanımı, satın alma gücü paritesinin geçerliliği ve parasal denge koşulunun varlığı altında şu şekilde tanımlanabilir; M d = kp * Y (.1) (.1) nolu eşitlik, Cambridge nakit denge türü bir para talebini temsil etmektedir. Söz konusu eşitlikte yer alan M d, nominal para talebini; k, bireylerin reel gelirlerinin nakit olarak elde tutmak istedikleri oranını, diğer bir değişle Cambridge yada Marshall k sını; P *, yurtiçi fiyat seviyesini; Y ise reel geliri temsil etmektedir. M s = M(R + D) (.) (.) nolu eşitlik, para arzı mekanizmasını temsil etmektedir. Söz konusu eşitlikte yer alan M s, nominal para arzını; M, para çoğaltanını; R, TCMB nin net dış varlıklarını; D ise TCMB tarafından açılan yurt içi kredileri temsil etmektedir. E = P * / P (.3) (.3) nolu eşitlik ise mutlak satın alma gücü paritesini temsil etmektedir. Söz konusu eşitlikte yer alan E, bir birim yabancı paranın ulusal para birimi cinsinden değeri olarak tanımlanan döviz kurunu; P *, daha önce belirtildiği gibi yurt içi fiyat seviyesini; P ise dış fiyat seviyesini temsil etmektedir. M d = M s (.4)

3 Parasal denge koşulu ise (.4) nolu eşitlikte tanımlanmıştır. (.1) nolu eşitlikte yer alan P * yerine, (.3) nolu eşitlikte yer alan özdeşi (EP) yazıldıktan sonra, (.1) nolu eşitlik (.) nolu eşitliğe karşı ifade edilirse; aşağıdaki ilişkiye ulaşılır; kepy = M(R + D) (.5) (.5) nolu eşitlik, logaritmik olarak şu şekilde ifade edilebilir ( üst indisi, logaritmik değerleri temsil etmektedir); k + E + P + Y = M + (R + D) (.6) (.6) nolu eşitliğin diferansiyeli alınırsa; (.7) nolu eşitliğe ulaşılacaktır. k t k + E t + E P t P + Y t = Y M t M (R + D) t + (R + D) (.7) (.7) nolu eşitlikte yer alan, bir periyotluk fark işlemcisini; t ise zamanı temsil etmektedir. Paracı teori ile uyumlu olarak, Marshall k sı istikrarlı bir büyüklük olarak kabul edilirse; (.7) nolu eşitliğin soldan ilk terimi sıfır olacaktır. (.7) nolu eşitliğin sağdan ikinci terimi de, ( R / t) /(R + D) ve ( D / t) /(R + D) şeklinde ikiye ayrıldıktan sonra, her terim küçük harflerle ifade edilir ve eşitlik (r-e) ye göre çözülürse; (.8) nolu eşitliğe ulaşılır; ( r e) = d m + p + y (.8) (.8) nolu eşitlikte yer alan r, net dış varlıklardaki değişimin (yada rezerv hareketleri öncesi ödemeler bilançosunun) para tabanına oranını; e, ulusal paranın değer kaybı oranını (pozitifse); d, yurt içi kredilerdeki değişimin para tabanına oranını; m, para çoğaltanındaki yüzde değişimi, p, dış enflasyon oranını ve nihayet y ise reel gelirdeki yüzde değişimi göstermektedir. Girton ve Roper (1977), (r-e) yi rezervler üzerindeki baskıyı ima etmek maksadıyla Döviz Piyasası Baskısı (Exchange Market Pressure) olarak adlandırmışlardır. Döviz Piyasası Baskısı yaklaşımı, Ödemeler Bilançosuna Paracı Yaklaşım ın en basit örneklerinden birisidir. Çünkü; döviz piyasasındaki tüm baskı, para arzı ve para talebi arasındaki dengesizlikten kaynaklanmakta ve denge kurulduğu zaman baskı da sonlanmaktadır. Örneğin; para piyasası dengede iken para arzında yapılacak olan bir artış, bireylerin ellerindeki reel balansları arttıracaktır. Böylesi bir durumda, bireyler arzu ettikleri reel balans seviyesine yakınsayabilmek için harcamalarını arttıracaklardır. Sonuç olarak; çıktı seviyesi (dolayısıyla reel gelir) ve/veya fiyatlar genel düzeyi yükselecektir. Reel gelirdeki ve/veya fiyatlar genel düzeyindeki yükseliş ise; para talebini istikrarlı bir oranda arttırarak para arzına eşitleyecektir 1. 1 Anlaşılacağı üzere; nominal faiz oranlarının sabit, para talebininde istikrarlı olduğu şeklinde iki örtülü varsayım yapılmaktadır. 3

4 Modelin işleyişi esnasında ortaya çıkabilecek gelişmeler de, şu şekilde özetlenebilir; (i) Sabit döviz kuru rejimi altında (e=0); yurt içi kredilerdeki ve para çoğaltanındaki artışlar, rezervlerde eş oranlı azalışlara yol açacaktır. Dış enflasyon oranındaki ve reel gelirdeki artışlar ise, rezervlerde eş oranlı artışlara yol açacaktır (tersleri de doğrudur). (ii) Tam esnek döviz kuru rejimi altında (r=0); yurt içi kredilerdeki ve para çoğaltanındaki artışlar, ulusal paranın yabancı para birimleri karşısındaki değerinde eş oranlı azalışlara yol açacaktır. Dış enflasyon oranındaki ve reel gelirdeki artışlar ise, ulusal paranın yabancı para birimleri karşısındaki değerinde eş oranlı artışlara yol açacaktır (tersleri de doğrudur). (iii) Kontrollü dalgalanma rejimi altında; yurt içi kredilerdeki ve para çoğaltanındaki artışlar, ulusal paranın yabancı para birimleri karşısındaki değerinde ve/veya rezervlerde azalışlara yol açacaktır. Dış enflasyon oranındaki ve reel gelirdeki artışlar ise, ulusal paranın yabancı para birimleri karşısındaki değerinde ve/veya rezervlerde artışlara yol açacaktır (tersleri de doğrudur). (.8) nolu denklem, zaman serisi teknikleriyle Connoly ve Da Silveria (1979) tarafından dönemi Brezilya ekonomisi için; Modeste (1981) tarafından dönemi Arjantin ekonomisi için; Kim (1985) tarafından dönemi Güney Kore ekonomisi için; Thornton (1995) tarafından dönemi Kosta Rika ekonomisi için; Bahmani_Oskooee ve Shiva (1998) tarafından dönemi İran ekonomisi için ve Parlaktuna (005) tarafından dönemi Türkiye ekonomisi için olmak üzere daha pek çok yazar tarafından da tahmin edilmiştir. Yukarıda anılan yazarlar tarafından yapılan çalışmaların tamamında, döviz piyasası baskısı ile yurtiçi kredi genişlemesi arasında büyük ölçüde teorinin öne sürdüğü şekilde anlamlı ilişkilere rastlanmıştır. 3. Ekonometrik Yöntem ve Veri Seti Döviz Piyasası Baskı Modeli, çalışmada Peseran ve diğerleri (001) tarafından geliştirilen Sınır Testi yaklaşımı ile ko-entegrasyon formunda tahmin edilecektir. Engle- Granger ve Johansen gibi geleneksel yöntemler, seriler arasında ko-entegrasyon ilişkisinin mevcut olabilmesi için; serilerin karşılıklı bütünleşme derecelerinin ön şart olarak göz önüne alınması gerektiğini öne sürerler. Peseran ve diğerleri (001) tarafından geliştirilen Sınır Testi yaklaşımı ise, serilerin karşılıklı bütünleşme derecelerini ön şart olarak sunmadan, koentegrasyon ilişkisi aranmasına imkan vermektedir. Halıcıoğlu (004), Sınır Testi yaklaşımının, diğer ko-entegrasyon uygulamalarına göre bazı üstünlükleri olduğunu vurgulamaktadır. Bu üstünlüklerden bazıları, şu şekilde ifade edilebilir; a) İçsellik problemi ve uzun dönem katsayıları üzerindeki hipotezleri test edebilme yeteneği açısından Engle-Granger prosedüründen daha üstündür. b) Modelin kısa ve uzun dönem parametreleri eşanlı olarak tahmin edilebilmektedir. c) Değişkenlerin tamamı, içsel kabul edilmektedir. d) Yöntem, değişkenler arasındaki bütünleşme derecelerini hesaba katmamaktadır. Ayrıca, Mah (000) da gözlem sayısının düşük olduğu çalışmalarda Sınır Testi kullanımını tavsiye etmektedir. Sınır testi, EKK tahmincisi ile kısıtsız hata düzeltme modelinin tahminine dayanmaktadır. (.8) nolu eşitlik, kısıtsız hata düzeltme modeline şu şekilde çevrilmektedir; 4

5 (r e) p i= 0 α 1i t = α (r e) d t i 0 p + α 1 d p + α m α α α i mt i + α 3i y t i + α 4i pt i + i= 0 i= 0 i= 0 i= 1 p 3 y 4 p p α 5i (r e) t i + ε t (3.1) (.8) nolu eşitlik (3.1) nolu denklemdeki şekilde kısıtsız hata düzeltme modeline dönüştürüldükten sonra, söz konusu değişkenler arasında ko-entegrasyon ilişkisi olmadığını temsil eden sıfır hipotezinin F testi ve/veya t testi yardımı ile sınanmasına geçilir. Bu süreçte kullanılan F ve t istatistiklerinin asimptotik dağılımı, incelenen seriler arasındaki bütünleşme derecesini hesaba katmadan ko-entegrasyon ilişkisi olmadığını temsil eden sıfır hipotezi altında; sırası ile standart F ve t dağılımlarına uymamaktadır. Bu nedenle, Peseran ve diğerleri (001), çeşitli güven düzeyleri için alt ve üst sınır değerlerinden oluşan kritik değerler seti türetmişlerdir. Alt sınır değeri, değişkenlerin tamamının I(0); üst sınır değeri ise, değişkenlerin tamamının I(1) olduğunu varsaymaktadır. Hesaplanan test istatistiği, üst sınır kritik değerinden büyükse; incelenen değişkenler arasında ko-entegrasyon ilişkisi olmadığını temsil eden sıfır hipotezi reddedilmektedir. Hesaplanan test istatistiği, alt sınır kritik değerinden küçükse; bu sefer incelenen değişkenler arasında ko-entegrasyon ilişkisi olmadığını temsil eden sıfır hipotezi kabul edilmektedir. Son olarak, hesaplanan test istatistiği, sınır kritik değerlerinin arasına düşerse; değişkenlerin karşılıklı bütünleşme derecelerinin göz önüne alınması gerekmektedir. Diğer bir değişle, ko-entegrasyon ile ilgili olarak söz konusu test yardımı ile karar verilememektedir. Peseran ve diğerleri (001), ko-entegrasyon ilişkisinin mevcudiyetini test edebilmek için sabitsiz-trendsiz modellerde iki alternatif sınama önermişlerdir. Sıfır hipotezi, tüm sınamalarda incelenen seriler arasında ko-entegrasyon ilişkisi bulunmadığını ifade etmektedir. Birincisi, (3.1) nolu regresyon denklemindeki değişkenlerin seviye değerlerine ait katsayıların, F testi yardımı ile ( H 0 : α0 = α1 = α = α 3 = α4 = 0 ) hipotezi altında eşanlı olarak sıfıra karşı test edilmesine dayanmaktadır. İkincisi ise (3.1) nolu regresyon denklemindeki bağımlı değişkenin seviye değerine ait katsayının, t testi yardımı ile ( H 0 : α 0 = 0 ) hipotezi altında sıfıra karşı test edilmesine dayanmaktadır. Uzun ve kısa dönem katsayılar da, sınır testi yardımı ile hesaplanabilmektedir. Açıklayıcı değişkenlerin seviye değerlerine ait katsayıların işaretleri değiştirildikten sonra, bağımlı değişkenin seviye değerine ait katsayıya bölünmeleri suretiyle uzun dönem katsayılarına ulaşılmaktadır. Açıklayıcı değişkenlerin cari dönem farklarına ait katsayılar ise, doğrudan kısa dönem katsayıları temsil etmektedir. Rahatlıkla anlaşılabileceği gibi; seriler logaritmik transformasyona tabi tutulmuşlar veya yüzde değişim cinsinden ifade edilmişlerse; söz konusu katsayılar uzun ve kısa dönem esneklikleri verecektir. Çalışmada kullanılan tüm ulusal veriler, TCMB Elektronik Veri Dağıtım Sistemi nden derlenmiştir. Dünya tüketici fiyatları enflasyonu serisi ise, IMF Uluslararası Finansal İstatistikler veri tabanından elde edilmiştir. Söz konusu veri seti, 001:08-006:08 dönemine ait aylık verilerden oluşmaktadır. Türkiye ekonomisinde 001 Şubat krizi sonrası oluşan yapının irdelenmesi, çalışmanın temel amacını oluşturmaktadır. Bu bağlamda; Şubat 001 sonrasında hangi ayın çalışmanın başlangıcını temsil edeceği, yinelemeli katsayıların (recursive coefficient) tespit edilmesi yardımı ile belirlenmiştir. (3.1) de yer alan regresyon denklemi, 001:03 döneminden itibaren uygun gecikme uzunlukları belirlenerek tahmin 5

6 edilmiştir. Uygun modelin tahmininden sonra, yinelemeli katsayıların (recursive coefficients) elde edilmesi ile Brown ve diğerleri (1977) tarafından geliştirilen Cusum ve Cusum-Q testlerinin uygulanması neticesinde; yinelemeli katsayılardaki değişimler ve yinelemeli hata terimlerinin (recursive residuals) yapısı incelenmiştir. Bu suretle, regresyon denkleminin istikrarlı olup olmadığı belirlenmiştir. Olumsuz bir görüntü durumunda; veri seti bir dönem kısaltılarak süreç tekrar uygulanmıştır. Yapılan simülasyonlar, (3.1) nolu regresyon denkleminin 001:08 tarihinden itibaren istikrarlı bir şekilde tahmin edilebileceğini göstermektedir. Sonuç olarak, Şubat 001 tarihinde meydana gelen krizin yarattığı aşırı dalgalanmaların, Ağustos 001 tarihi itibariyle durulduğu sonucuna ulaşılmıştır. Ampirik çalışmanın son dönemi olan 006:08 tarihinin tek belirleyicisi ise, çalışmanın yapıldığı tarihdeki veri ulaşılabilirliğidir. Ampirik analizde kullanılan bilanço ile ilgili seriler, TCMB nin analitik bilançosu üzerinde yapılan bir kaç küçük manüplasyon sonucunda elde edilmiştir. Analitik bilançonun pasifinde yer alan ve toplam döviz yükümlülükleri kaleminin iki ana bileşeninden biri olan dış yükümlülükler kalemi, aktifte yer alan dış varlıklar kaleminden düşülerek net dış varlıklara (NDV) a ulaşılmıştır. Net dış varlıklar kalemi, aktifte yer alan ve çalışmada yurtiçi krediler olarak adlandırılan diğer tüm kalemler ile toplanarak da para tabanına (PT) ulaşılmıştır. Sonuç olarak, TCMB analitik bilançosu, aktifte net dış varlıklar ve yurtiçi krediler (YIK); pasifte ise bu iki kalemin toplamına eşit olan para tabanı olmak üzere üç kalem olarak ifade edilmiştir. Daha sonra, net dış varlıklar ve yurtiçi krediler kalemlerindeki bir dönemlik değişimler hesaplanmış; hesaplanan bu değişimlerin para tabanının bir önceki dönem değerine bölünmesi suretiyle de para tabanındaki değişime net dış varlıklar ile yurtiçi krediler kalemlerinin ortalama katkıları hesaplanmıştır. Hesaplama süreci şu şekilde de ifade edilebilir; (PTt PT PTt 1 ) (NDVt NDV = PTt 1 ) (YIK t YIK + PTt 1 ) (3.) Çalışmada kullanılan rezerv serisi (r), (3.) eşitliğinin sağdan ilk terimi; yurt içi krediler serisi (d) ise sağdan ikinci terimi olarak ifade edilmiştir. Çalışmada kullanılan bir diğer seri olan döviz kuru (e) ise; TCMB nin Amerikan doları alış ve satış kurları ortalamasındaki yüzde değişim olarak tanımlanmıştır. Anlaşıldığı üzere; Amerikan doları dünya para birimi olarak yakınsanmıştır. Dar para arzının (M 1 ), yukarıda açıklanan para tabanına bölünmesi sureti ile de; para çoğaltanına ulaşılmıştır. Çalışmada kullanılan (m) serisi, elde edilen para çoğaltanındaki yüzde değişimi ifade etmektedir. Reel gelir serisi ise sınai üretim endeksine yakınsanmıştır. Reel gelir veya reel geliri elde etme yönünde kullanılabilecek olan araçların TCMB ve IMF veri tabanlarında mevcut olmalarına karşın, sınai üretim endeksinin kullanılmasının nedeni; aylık frekanstaki gelir serilerinde analiz döneminde görülen aşırı mevsimselliktir. Örneğin; tüketici fiyatları ile deflate edilen gelir serisi veya 1987 fiyatları ile verilen gelir serilerinin farkları alındığında; Ağustos ayına ilişkin veri, her zaman sıfır değerini almaktadır. Bu nedenle, çalışmada kullanılan (y) serisi, sınai üretim endeksindeki yüzde değişim olarak ifade edilmiştir. Analizde kullanılan seriler, gerekliyse Census-X1 yöntemi ile mevsimsellikten arındırılmıştır. 6

7 4. Ampirik Bulgular Sınır Testi uygulaması için gerekli optimal gecikme uzunluğu hesaplanırken; sabit ve deterministik trend terimleri ile para çoğaltanı ve reel gelir değişkenlerinin farklarına ait gecikmelerin ( m t-i ile y t-i ler), olası tüm spesifikasyonlarda anlamsız olduğu tespit edilmiştir. Dolayısıyla, sabitsiz-trendsiz modelden yararlanılmış ve Peseran ve diğerleri (001) takip edilerek, anlamsız fark gecikmelerinin dışlanması suretiyle optimal gecikme uzunluğu tespit edilmiştir. Optimal gecikme uzunluğu, Akaike (AIC) ile Schwarz (SCH) bilgi kriterleri ve Breusch-Godfrey LM (LM) testi yardımı şu şekilde belirlenmiştir; Tablo: 1 Optimal Gecikme Uzunluğunun Tespiti p AIC SCH χ (1) χ (3) χ (6) χ (9) χ (1) 1 ж *** 17.1 ** ** ** 17.6 ** 18.5 *** * 0.6 **.6 ** ** 13.3 ** ж p : Gecikme uzunluğu. * χ ** *** ж (i) : i. dereceden otokorelasyon için Breusch-Godfrey LM test istatistiği. : %99 güven düzeyinde otokorelasyona işaret eder. : %95 güven düzeyinde otokorelasyona işaret eder. : %90 güven düzeyinde otokorelasyona işaret eder. : Tespit edilen optimal gecikme uzunluklarıdır. Optimal gecikme uzunluğu LM ve AIC bilgi kriterine göre altı; LM ve SCH bilgi kriterine göre ise bir olarak hesaplanmıştır. Modellerden elde edilen test istatistikleri şu şekildedir; Tablo: Sınır Testi Test İstatistikleri p F I t I * * * * p : Gecikme uzunluğu. * : %99 güven düzeyinde ko-entegrasyona işaret eder. %99 güven düzeyinde 4 tahminci için F ve t sınır kritik değerleri, sırasıyla [(3.07)-(4.44)] ve [(-.58)-(-4.3)] dür (Peseran ve diğerleri, 001, Tablo CI(i), Tablo CII(i)). Tablo: den görüldüğü gibi; iki modelde de, seriler arasında %99 güven düzeyinde ko-entegrasyon ilişkisi olduğu yönünde bulgulara ulaşılmıştır. Optimal gecikme uzunluğunun bir olarak kabul edildiği modelden elde edilen katsayı tahminleri, Tablo: 3 de sunulmaktadır. 7

8 Tablo: 3 Katsayı Tahminleri (Bir Gecikmeli Model) Uzun Dönem ( ) (k) t-1 (m) t-1 (y) t-1 (p) t-1 Kısa Dönem ( ) * -0.4 * 0.68 ** * i (r-e) t-i ( k) t-i ( m) t-i ( y) t-i ( p) t-i * * 0.40 ** ** 0.4 *** *** * : %99 güven düzeyinde anlamlılığa işaret eder. ** : %95 güven düzeyinde anlamlılığa işaret eder. *** : %90 güven düzeyinde anlamlılığa işaret eder. Optimal gecikme uzunluğunun bir kabul edildiği modelden elde edilen uzun dönem katsayıların tamamı, beklenen işaretleri taşımaktadır. Elde edilen bulgulara göre; yurt içi kredilerdeki genişleme ve para çoğaltanındaki artış, uzun dönemde ya YTL nin değer kaybına, ya TCMB rezervlerinde azalışa veya ikisinin bir kombinasyonuna neden olmaktadır. Reel gelirdeki ve dünya enflasyonundaki artışlar ise, uzun dönemde ya YTL nin değer kazanmasına, ya TCMB rezervlerinde artışa veya ikisinin bir kombinasyonuna neden olmaktadır. Ancak, katsayılar büyük ölçüde beklenen işaretlere sahip olsa da; almış oldukları değerler, büyük ölçüde beklenen değerlerinden farklılık arz etmektedir. Yurtiçi krediler (k) ve para çoğaltanı (m) değişkenlerine ait uzun dönem katsayıların -1; reel gelir (y) ve dünya enflasyonu (p) serilerine ait uzun dönem katsayıların ise +1 değerlerini almaları beklenmektedir. Tablo: 3 den görüldüğü gibi; yalnızca yurt içi kredilere ait katsayının neredeyse beklenen değerine eşit olduğu görülmektedir. Diğer uzun dönem katsayılar ise, beklenen işaretleri taşımalarına rağmen; beklenenin oldukça altında değerler almışlardır. Dünya enflasyonu serisinin beklenenin çok altında bir değer aldığının da özellikle vurgulanması gerekmektedir. Kısa dönem katsayıları ise dünya enflasyonu ve reel gelir dışında, uzun dönem katsayılarına oldukça yakın değerler almışlardır. Üstelik dünya enflasyonundaki artışın, kısa dönemde beklenenin aksine negatif etkilere yol açtığı görülmektedir. Yurt içi kredilerdeki değişimin cari dönemde rezervler ve döviz kuru üzerinde yol açtığı olumsuz etkilerin bir kısmının, sonraki dönemde giderildiği yönünde de bulgular sağlanmıştır. Modelden elde edilen bazı diagnostik test sonuçları Tablo: 4 de sunulmaktadır. Modelin diagnostik test sonuçları, tahminin çok büyük ölçüde başarılı olduğunu göstermektedir. Breusch-Godfrey LM testi, otokorelasyon problemi olmadığını; Engle LM testi, ARCH problemi olmadığını; Jarque-Bera testi, hata terimlerinin normal dağıldığını; Cusum ve Cusum-Q testleri ise regresyon katsayıları ile hata terimleri varyansının istikrarlı olduğunu göstermektedir. Görünüşteki tek problem, ancak %10 anlamlılık düzeyinde değişen varyansa işaret eden White testidir. Regresyonun varyans-kovaryans matrisinin White tahmincisi ile düzeltilmesi de, ko-entegrasyon lehindeki bulguları değiştirmemektedir. 8

9 Tablo: 4 Diagnostik Test Sonuçları (Bir Gecikmeli Model) :10 006:08 00:10 006:08 CUSUM 5% Significance CUSUM of Squares 5% Significance χ (1):0.58[0.44] - χ (3):0.99[0.80] - (6):10.3[0.11] - (9):11.[0.6] - (1):1.5[0.40] χ χ E (1):0.53[0.47] - χ E (3):1.63[0.65] - χ E (6):3.06[0.80] - χ E (9):3.66[0.93] - χ E (1):3.96[0.98] Jarque-Bera:3.08[0.1]; White:35.5[0.06]; Düz.R :0.666; [i]: Olasılık Değerleri. χ (i): i. dereceden otokorelasyon için Breusch-Godfrey LM test istatistiği χ E (i) : i. dereceden koşullu değişen varyans (ARCH) için Engle LM test istatistiği χ χ Optimal gecikme uzunluğunun altı olarak kabul edildiği modelden elde edilen katsayı tahminleri ise, Tablo: 5 de sunulmaktadır. Tablo: 5 Katsayı Tahminleri (Altı Gecikmeli Model) Uzun Dönem ( ) (k) t-1 (m) t-1 (y) t-1 (p) t-1 Kısa Dönem ( ) *** * 0.34 ** * i (r-e) t-i ( k) t-i ( m) t-i ( y) t-i ( p) t-i ** 0.36 ** ** * 1.51 *** ** * ** 1.11 ** ** 0.76 *** ** * : %99 güven düzeyinde anlamlılığa işaret eder. ** : %95 güven düzeyinde anlamlılığa işaret eder. *** : %90 güven düzeyinde anlamlılığa işaret eder. Optimal gecikme uzunluğunun altı kabul edildiği modelden elde edilen uzun dönem katsayılarının tamamı, yine beklenen işaretleri taşımaktadır. Elde edilen bulgulara göre; yurt içi kredilerdeki genişleme veya para çoğaltanındaki artış, uzun dönemde ya YTL nin değer kaybına, ya TCMB rezervlerinde azalışa veya ikisinin bir kombinasyonuna neden olmaktadır. Daha genel bir değişle; yurtiçi kredilerdeki ve para çoğaltanındaki artışlar, uzun dönemde döviz piyasası baskısına yol açmaktadır. Reel gelirdeki ve dünya enflasyonundaki artışlar ise, uzun dönemde ya YTL nin değer kazanmasına ya TCMB rezervlerinde artışa veya ikisinin bir 9

10 kombinasyonuna neden olmaktadır. Diğer yandan katsayılar büyük ölçüde beklenen işaretlere sahip olsa da; almış oldukları değerlerin yine büyük ölçüde beklenen değerlerinden farklılık arz ettiği görülmektedir. Tablo: 5 de sunulduğu gibi; yalnızca yurt içi kredilere ait katsayının neredeyse beklenen değerine eşit olduğu görülmektedir. Diğer uzun dönem katsayılar ise, beklenen işaretleri taşımalarına rağmen; beklenenin oldukça altında değerler almışlardır. Gecikme uzunluğunun arttırılmasının, uzun dönem katsayıları bakımından yalnızca reel gelir değişimleri üzerinde önemli sayılabilecek etkilere yol açtığı da Tablo: 5 den izlenebilmektedir. Reel gelir değişkenine ait uzun dönem katsayının, optimal gecikme uzunluğunun altı olarak alındığı modelde yarı yarıya azaldığı görülmektedir. Kısa dönem katsayılar ise beklentilerin oldukça uzağında değerler almışlardır. Örneğin; dünya enflasyonundaki artışın kısa dönemde döviz kuru veya rezervler üzerinde baskıya yol açtığı görülürken; yurtiçi kredilerdeki artışın kısa dönemde gecikmeli olarak rezerv artışına yada YTL de değerlenmeye yol açtığı gibi teori ile oldukça çelişkili sonuçların ortaya çıktığı görülmektedir. Para çoğaltanı ve reel gelir değişimlerinin kısa ve uzun dönem etkilerinin ise neredeyse birbirlerine eşit oldukları sonucuna ulaşılmıştır. Ancak, uzun dönem katsayıların her iki modelde de tamamıyla beklenen işaretlere sahip olduklarının da özellikle vurgulanması gerekmektedir. Modelden elde edilen bazı diagnostik test sonuçları ise şu şekildedir; Tablo: 6 Diagnostik Test Sonuçları (Altı Gecikmeli Model) :06 006: :06 006:08 CUSUM 5% Significance CUSUM of Squares 5% Significance χ (1):0.4[0.6] - χ (3):1.18[0.76] - (6):6.81[0.34] - (9):10.4[0.3] - (1):16.9[0.15] χ χ E (1):0.01[0.99] - χ E (3):0.45[0.93] - χ E (6):9.00[0.17] - χ E (9):8.57[0.48] - χ E (1):11.3[0.50] Jarque-Bera:.01[0.36]; White:-[-]; Düz.R :0.761; [i]: Olasılık Değerleri. χ (i): i. dereceden otokorelasyon için Breusch-Godfrey LM test istatistiği χ χ E (i) : i. dereceden koşullu değişen varyans için Engle LM test istatistiği χ Modelden elde edilen diagnostik test sonuçları, tahminin çok büyük ölçüde başarılı olduğunu göstermektedir. Breusch-Godfrey LM testi, otokorelasyon problemi olmadığını; Engle LM testi, ARCH problemi olmadığını; Jarque-Bera testi, hata terimlerinin normal dağıldığını; Cusum ve Cusum-Q testleri ise regresyon katsayıları ile hata terimleri varyansının istikrarlı olduğunu göstermektedir. Görünüşteki tek problem, White testinin gözlem sayısının yetersiz olması dolayısıyla uygulanamamış olmasıdır. 10

11 5. Sonuç ve Öneriler Girton ve Roper (1977) tarafından öne sürülen ve Döviz Piyasası Baskı Modeli olarak adlandırılan yaklaşımın, Peseran ve diğerleri (001) tarafından geliştirilen Sınır Testi yardımı ile uygulanması neticesinde; Ödemeler Bilançosuna Parasal Yaklaşım olarak bilinen hipotezin teorik sonuçlarının, 001:08-006:08 dönemi Türkiye ekonomisi bakımından geçerli olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Çalışmadan elde edilen ampirik bulgular; reel gelir seviyesi ve dış enflasyon oranındaki değişimlerin, YTL nin yabancı para birimleri karşısındaki değeri ile TCMB rezervleri üzerinde uzun dönemli ve pozitif yönlü etkiler yarattığına işaret etmektedir. Ancak, dış enflasyon oranındaki değişimlerin söz konusu iki makro ekonomik değişken üzerinde yol açtığı etkiler, gözardı edilebilecek kadar düşük bir oranda olmakla birlikte kısa dönemde negatif yönlüdür. Diğer yandan, para arzında TCMB nca yurtiçi kredi genişlemesi yolu ile dışsal olarak veya ekonomik bireyler tarafından para çoğaltanı yardımı ile içsel bir şekilde yapılan değişimlerin; YTL nin yabancı para birimleri karşısındaki değeri ile TCMB rezervleri üzerinde uzun dönemli ve negatif etkiler yarattığı şeklinde de ampirik bulgular sağlanmıştır. Böylece TCMB nın yurtiçi kredilerdeki genişleme yolu ile fonlayacağı para arzı artışının, YTL nin aşırı değerli konumuna karşı kullanılabileceği sonucuna ulaşılmış olmaktadır. Ancak; yurtiçi kredi genişlemesi yolu ile YTL nin değer kaybına uğratılabilmesinin, çalışmada kullanılan metodolojiye göre yurtiçi enflasyon oranının dış enflasyon oranına göre yükseltilmesinden kaynaklandığının da özellikle vurgulanması gerekmektedir. Bununla birlikte, uzun yıllar kronik enflasyon olgusunu tecrübe etmiş Türkiye gibi bir ülkede, kendisine yegane amaç olarak fiyat istikrarını belirlemiş ve 006 yılı enflasyon hedefini tutturamamış bir Merkez Bankası nın, ulusal paranın aşırı değerli konumuna yurtiçi kredi genişlemesi ile müdahale edeceğini beklemek; pek rasyonel bir düşünce gibi görünmemektedir. Ancak; TCMB kendi faiz oranlarını düşürmek suretiyle para arzının dışsal olarak genişlemesinin önünü açarak, dolaylı bir yoldan YTL nin aşırı değerli konumuna müdahale edebilir. Böylesi bir politika, sermaye akımlarını yatırım ve üretim gibi reel nedenlerle cezbeden bir ekonomide, döviz kurları üzerinde öngörülebilir artışlara yol açarken; söz konusu sermaye akımlarını reel faizlerin yüksek seviyelerde seyretmesi gibi finansal nedenlerle cezbeden bir ekonomide, öngörülemeyen sermaye çıkışlarına ve döviz kurlarında aşırı artışlara yol açacaktır. Dolayısıyla aşırı değerli olduğu bilinen YTL ye karşı, ister yurtiçi kredi genişlemesi ile doğrudan, ister faiz indirimi yoluyla dolaylı bir yoldan müdahale etmenin çeşitli riskleri bulunmaktadır. Örneğin; TCMB nin 006 yılı enflasyon hedefinin tutturulamaması nedeniyle hükümete gönderdiği açık mektupta; Mayıs sonrası dönemde enflasyon dinamikleri üzerinde, küresel risk algılamalarındaki değişim ve uluslararası likidite şokunun ardından ortaya çıkan döviz kuru hareketlerinin etkili olduğu öne sürülmektedir. Bu durumda, YTL nin aşırı değerli konumunun TCMB nin enflasyon hedefine hizmet ettiğini öne sürmek de yanlış olmayacaktır. Diğer yandan, yurtiçi kredilerdeki değişimin döviz kurları ve TCMB rezervleri üzerinde anlamlı etkiler doğurduğu yolunda elde edilen ampirik bulguların; analiz dönemi içerisinde TCMB tarafından döviz piyasasına alım yönünde yapılan müdahalelerle yaratılan para arzı genişlemesinin sterilize edilmesi nedeniyle ortaya çıktığı da öne sürülebilir. YTL nin halen 11

12 aşırı değerli konumunu sürdürüyor olması, en azından bu şekilde yapılan döviz alımlarının etkisiz olduğunu göstermektedir. Sonuç olarak; TCMB nin sterilizasyona başvurmadan net dış varlık artışı veya yurtiçi kredi genişlemesi yolları ile doğrudan, yada kendi faiz oranlarını düşürmek sureti ile dolaylı bir yoldan YTL nin aşırı değerli konumuna karşı müdahale etmemesi durumunda; söz konusu düzeltmenin dışsal şoklar tarafından gerçekleştirilmesi kaçınılmaz görünmektedir. Doğaldır ki; böylesi bir düzeltme, Nisan 1994 ve Şubat 001 de tecrübe edildiği gibi oldukça kontrolsüz olacaktır. 1

13 KAYNAKÇA BAHMANI_OSKOOEE, B. ve R. SHIVA (1998), A Method of Detecting Whether a Central Bank Engages in the Black Market for Foreign Exchange: Evidence from Iran, Economic Letters, Vol: 60, pp BROWN, R. L., J. DURBIN ve J. M. EVANS (1975), Techniques for Testing the Constancy of Regression Relationships Over Time, Journal of the Royal Statistical Society, Series B, No: 37, pp CONNOLY, M. ve J.D. DA SILVERIA (1979), Exchange Market Pressure in Postwar Brazil: An Application of the Girton-Roper Monetary Model, American Economic Review, Vol: 69, pp GIRTON, R. ve D. ROPER (1977), A Monetary Model of Exchange Market Pressure Applied to the Postwar Canadian Experience, American Economic Review, Vol: 67, pp HALICIOGLU, F. (004), An ARDL Model of International Tourist Flows to Turkey, Global Business and Economics Review, 004 Anthology, pp KIM, I. (1985), Exchange Market Pressure in Korea: An Application of the Girton-Roper Monetary Model, Journal of Money, Credit and Banking, Vol: 17, pp MAH, J.S. (000), An Empirical Examination of the Disaggregated Import Demand of Korea The Case of Information Technology Products, Journal of Asian Economics, Vol: 11, pp MODESTE, N.C. (1981), Exchange Market Pressure During the 1970 s in Argentina: an Application of the Girton-Roper Monetary Model, Journal of Money, Credit and Banking, Vol: 13, pp PARLAKTUNA, I. (005), Exchange Market Pressure in Turkey 1993:004: An Application of the Girton-Roper Monetary Model, International Economic Journal, Vol: 19, pp PESERAN, H., Y. SHIN ve R.J. SMITH (001), Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships, Journal of Applied Econometrics, Vol: 16, pp THORNTON, J. (1995), Exchange Market Pressure in Costa Rica, : An Application of the Girton-Roper Model, International Economic Journal; Vol: 9, pp