Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 23, Sayı: 4,

Transkript

1 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, TÜRKİYE EKONOMİSİNDE ENFLASYON VE REEL MİLLİ GELİR ARASINDAKİ ÇEVRİMSELLİK İLİŞKİSİ ÜZERİNE BİR İNCELEME Cem SAATÇİOĞLU (*) Leven KORAP (**) Öze: Çalışmamızda reel gelir ve enflasyon arasındaki çevrimsellik özellikleri bazı çağdaş filreleme yönemleri kullanılarak Türkiye ekonomisi koşullarında incelenmeye çalışılmakadır. 1987Q1-2007Q2 inceleme dönemi için elde eiğimiz bulgular, çevrimsel reel gelir bileşeninin iş-çevrimi dalgalanmalarının kalıcılığını yansıabilecek şekilde güçlü ve poziif bir ardışık bağımlılık göserdiğini, reel çıkının oldukça yüksek bir oynaklık (volailiy) derecesine sahip olduğunu ve aynı zamanda enflasyon ile reel gelir arasındaki ers-çevrimsel bir ilişkinin bulunduğunu gösermişir. Sonuç olarak, Türkiye ekonomisi koşullarında reel gelirde gözlenen çevrimsel-emelli dalgalanmaların ekonominin maruz kaldığı arz-emelli bazı şoklar yüzünden meydana gelmiş olabileceği şeklinde bir çıkarsamaya ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: İş-Çevrimleri, Filreleme; Reel Gelir; Enflasyon; Ters-Çevrimsel Fiyalar; Arz-Yanlı Modeller; Türkiye Ekonomisi; Absrac: In our paper, he cyclical properies beween real income and inflaion in he Turkish economy have been ried o be examined by use of some conemporaneous filering echniques. Our findings considering 1987Q1-2007Q2 invesigaion period reveal ha he cyclical real income componen has a srong and posiive auocorrelaion ha reflecs he persisence in business cycle flucuaions, and ha real oupu has a high degree of volailiy, and also ha here exiss a couner-cyclical relaionship beween inflaion and real income. All in all, we infer ha he cyclical-based flucuaions observed on he real income in he Turkish economy migh have been occured due o some supply-based shocks ha he economy have been experienced. Key Words: Business-Cycles; Filering; Real Income; Inflaion; Couner-Cyclical Prices; Supply-Side Models; Turkish Economy; I.Giriş Fiya düzeyi ya da enflasyon ile reel milli gelir arasındaki çevrimsellik ilişkisinin incelenmesi enflasyonis sürecin içeriğinin ve bu süreç ile mücadele edilebilmesi amacıyla uygulanabilecek enflasyon karşıı programların nieliğinin belirlenebilmesi açısıdan önsel nielikli bilgi sağlayabilmekedir. Özellikle Türkiye ekonomisi gibi 1970 li yıllardan başlayarak 30 yılı aşkın bir süre göreceli olarak isikrarsız bir reel ekonomik büyüme yapısı alında ikibasamaklı bir enflasyonis süreç yaşamış bir ekonomi için fiya düzeyinin ya da enflasyonun reel milli gelire göre çevrimsel olarak sahip olduğu özelliklerin belirlenmesi enflasyon karşıı isikrar poliikalarının oluşurulması aşamasında özel bir öneme sahip olmakadır. Örrneğin, fiya düzeyi ya da enflasyon ile reel milli gelir arasında ers-çevrimsel (couner-cyclical) bir ilişkinin sapanması (*) Doç.Dr. İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi İkisa Bölümü (**) Dokora Öğrencisi Marmara Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü İkisa Bölümü

2 150 Cem SAATÇİOĞLU, Leven KORAP ekonominin yaşamış olduğu iş çevrimlerinin açıklanabilmesi açısından reel iş çevrimi modellerini de içeren arz-yanlı iş çevrimi modellerinin uygunluğunu göserecekir (Chadha and Prasad, 1994). Diğer yandan, reel üreim ve fiyaların aynı yönlü olarak hareke eiklerinin sapanması, ekonomide duruma bağlı (discreionary) Keynesgil maliye ve para poliikalarının uygulanmasına olanak veren alep yanlı ekonomik bozuklukların önemini oraya çıkaracakır (Alper, 2002). Bu nokada, Keynesgil ve Parasalcı (Monearis) modellerin iş çevrimlerinin açıklanmasında ve poliika gelişirilmesinde önem afeikleri para arzı değişiklikleri, faiz oranı düzenlemeleri ve fiya kaılıkları gibi parasal içerikli ekenlerden ziyade arz yanlı modellerin vergi poliikaları, eknolojik değişimler, hüküme arafından kullanılan kaynaklar ve kamu düzenlemeleri, finansal aracılık hizmelerinin düzenlenmesi ve haa mülkiye haklarındaki olası değişiklikler gibi iş çevrimlerinin oluşumundan sorumlu reel ya da arz yanlı ekenleri ifade eiği belirilmelidir (Kydland ve Zarazaga, 1997). İkisadi zaman serileri sıklıkla durağan olmayan bir yapıyı içerilerinde barındırmaka ve bu durum serilerin uzun dönemli süregelen bir rend bileşenine sahip olmasına neden olmakadır. Diğer yandan, ikisadi bir işçevrimi (business-cycle) çözümlemesi açısından özellikle reel milli gelir oluşum sürecinin ve bu süreç ile ilişkili olabilecek başlıca makroekonomik büyüklüklerin derneşik (aggregae) ekonomik faaliye düzeyinin dip ve zirve nokaları arasındaki ve daha ziyade kısa dönemli çözümlemelere konu oluşurebilecek çevrim bileşenlerine ayrışırılması, özellikle ikisa poliikalarının asarlanması ve uygulanması aşamasında araşırmacılar ve poliika yapıcılar açısından gerekli olabilecek oldukça önemli bir bilgi içeriğini oraya çıkarabilmekedir. Bu doğruluda durağanlaşmış bir yapıdaki çevrim bileşenlerinin arasındaki bağınılar (correlaions) ile yapısal nielikli olarak anımlanabilen ve kuramsal bir emele dayanan dinamik ekileşimlerin açığa çıkarılması ikisadi çevrim ve büyüme dönemlerinin emel bazı özelliklerinin belirlenebilmesi açısından büyük önem aşımakadır. Bu ür bir çözümlemenin gerçekleşirilebilmesi, aynı zamanda poliika yapıcılar arafından uygulanan duruma-bağlı isikrar programlarının arzulanan hedeflere hangi ölçüde ulaşabileceğinin ve elde edilen sonuçların ne ölçüde geçici- ve kalıcı-nielikli olabileceğinin sapanmasına yardımcı olacakır. İş-çevrimi kavramı kısaca anımlanmak isenirse; Lucas (1977) işçevrimlerini gayri safi milli hasılanın rend bileşeni erafındaki dönemsel ya da büyüklük olarak ekdüzelik gösermeyen dalgalanmalar ile ilişkilendirmeke ve bu sürecin doğal bilimlerdeki am olarak belirlenebilen (deerminisic) dalgalanma harekelerinden ziyade olasılıklı (sochasic) bir süreç dahilinde dağılım göseren fark eşilikleri ile anımlanabileceğini belirmekedir. Bu doğruluda, Fioria ve Kollinzas (1994) ve Serlesis ve Krause (1996) herhangi bir değişkenin büyüme sürecini sahip olduğu düzleşirilmiş ya da doğrusallaşırılmış bir rendin varlığına afederken, değişkenin çevrim bileşenini

3 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, ise değişkenin sahip olduğu gerçek değerlerin bu şekildeki doğrusallaşırılmış bir rend bileşeninden sapması olarak anımlamakadır. Trend bileşeninden arındırılmamış reel milli gelir serilerindeki klasik çevrimsel harekelere yönelik ilginin çağdaş ikisa yazınında Burns ve Michel (1946) öncü nielikli çalışması ile yaygınlaşığı ve bu şekilde gerçek ikisadi zaman serilerindeki harekelerin durgunluk, daralma ve yeniden canlanma dönemlerini izleyerek derneşik ekonomik faaliye düzeyindeki bir sonraki ikisadi çevrimin ekonomik genişleme dönemi ile birleşiği bir süreç olarak algılanmaya başlandığı söylenebilir. Bu ür bir yaklaşım ise özellikle Amerikan Ulusal Ekonomi Araşırma Bürosunun (Naional Bureau of Economic Research / NBER) Amerika Birleşik Devleleri ekonomisine ai arihsel verileri kullanarak ikisadi zaman serilerindeki mevsimsel olmayan dalgalanmaların zamanlamasını öncü, aynı anda gelen ve gecikmeli gösergeler şeklinde sınıflandırdığı ve böylece incelenen serilerdeki uzun dönemli rend ve kısa dönemli çevrimsel bileşenleri ahmin emeyi amaçladığı çalışmalar ile özdeşleşirilebilmekedir (Zarnowiz ve Özyıldırım, 2002). Diğer yandan Sock ve Wason (1998) arafından da belirildiği gibi, klasik çevrim (classical cycle) ve büyüme çevrimi (growh cycle) dönemleri arasında bir ayırım yapılmasında fayda bulunmakadır. Trende göre uyarlanmış reel milli gelirdeki çevrimsel hareke ile bağdaşlaşırılan büyüme çevrimi ekonomik faaliye düzeyinin uzun dönemli rend bileşeninden sapmalar ile nielendirilebilmeke ve büyüme içerikli genişleme (daralma) dönemleri büyüme oranlarının derneşik ekonomik faaliye düzeyinin uzun dönem rend büyüme oranından daha fazla (düşük) olduğu dönemler ile ilişkilendirilmekedir. Sock ve Wason klasik ve büyüme çevrimleri arasındaki bu ayırımın önemini, reel milli gelirin içerdiği rend büyümesi nedeniyle klasik çevrimlerin barındırdığı daralma döneminin önemli ölçüde genişleme döneminden daha az sürme eğiliminde olduğu, oysa ki büyüme çevrimleri ile ilişkili durgunluk ve genişleme dönemlerinin yaklaşık aynı uzunluka olduğu şeklinde belirmekedir. Dolayısıyla, reel milli gelir ve ikisadi büyüme süreci üzerinde ekili olabilecek başlıca makroekonomik gösergeler arasındaki ilişkilerin bir işçevrimi çözümlemesi dahilinde oraya konulması ve özellikle fiya düzeyindeki ya da enflasyondaki gelişmeler ile reel milli gelir arasındaki çevrimsel ilişkilerin incelenmesi Türkiye ekonomisi gibi çok uzun yıllardır çif-basamaklı kronik enflasyonis bir yapıya anıklık emiş bir ülke için son derece büyük bir önem aşımakadır. i Bu doğruluda, fiya düzeyinin ya da enflasyonun reel milli gelir karşısında öncü-çevrimsel (pro-cyclical), ers-çevrimsel (couner-cyclical) ya da çevrimsel olmayan (acyclical) bir nieliğe sahip olması iş çevrimlerinin sahip olduğu emel özellikler ile uyumlu isikrar poliikalarının hazırlanması ve uygulanması aşamasında belirleyici bir işleve sahip olmakadır. Bu konuda öncü bir çalışma olma nieliğindeki Lucas (1977) parasal dengesizliklerin ikisadi dalgalanmaların başlıca olası kaynağı olarak algılanmasına yol açan ve ikisadi dalgalanmaların emel nedeni olarak poliika uygulama sürecinde para

4 152 Cem SAATÇİOĞLU, Leven KORAP poliikası ya da beklenmedik fiya gelişmelerini açıklamaya yönelik denge modellerinin kullanımını öneren bir yaklaşımla fiyaların genellikle öncüçevrimsel bir yapıda olduğunu gözlemekedir. Bununla birlike, çağdaş ikisa yazını iş çevrimlerinin başlıca belirleyici özelliği olarak enflasyonun ya da fiyaların ers çevrimsel bir nieliğe sahip olduğunu oraya koyan ahmin bulguları üremekedir. Gelişmiş ve gelişmeke olan ülke örnekleriyle ilgili olarak kısaca bu konuya değinmek gerekirse; Chadha ve Prasad (1994) ve Fioria ve Kollinzas (1994) G-7 ülkeleri için fiya düzeyinin ers-çevrimsel bir yapıda olduğunu ahmin emekedir. ii Benzer şekilde, Kydland ve Presco (1990) ABD ekonomisi için, Backus ve Kehoe (1992) 10 gelişmiş ülke ekonomisi için, Serleis ve Krause (1996) ABD ekonomisi için, Cashin ve Ouliaris (2001) Avusralya ekonomisi için ekonomide derneşik arza yönelik ikisadi şokların belirleyici işlevini yansıan bir şekilde reel üreim ile fiyalar arasındaki ers-çevrimsel ilişkinin varlığını gösermekedir. Ayrıca, Lopez ve dev. (1997) İspanya ekonomisi iş çevrimleri için enflasyonun arz-çekişli olduğunu gözlemeke ve bu doğruluda daha ekin arz yanlı poliika uygulamalarını gerekirecek bir şekilde alep yanlı enflasyon karşıı poliikaların ekisiz olacağını belirmekedir. Diğer yandan, gelişmeke olan ülke örnekleri dikkae alındığı zaman, Rand ve Tarp (2002) bir dizi gelişmeke olan ülke ekonomisi için iş çevrimlerinin arz yönlü açıklamasına desek veren bir şekilde fiya düzeyi ve enflasyon arasındaki negaif ilişkiyi onaylamakaır. Kydland ve Zarazaga (1997) Lain Amerika ülkeleri iş çevrimleri için ve Agénor ve dev. (1999) Türkiye ekonomisini de içeren pek çok gelişmeke olan ülke ekonomisi için reel çıkının çevrimsel bileşeni ve fiya ya da enflasyon arasında ersçevrimsel bir ilişki bulmakadır. Türkiye ekonomisi için Alper (1998; 2002) ve Mein-Özcan ve dev. (2001) fiya düzeyi ya da enflasyonun reel gayrisafi yur içi hasıla karşısındaki ers-çevrimsel özelliğini onaylamakadır. iii Ayrıca, Dibooğlu ve Kibriçioğlu (2004) derneşik arz ve alebin modellenmesine dayalı çalışmalarında reel üreimin alep şoklarından ziyade arz içerikli ve icare erimleri üzerindeki şoklara karşı duyarlı olduğunu gösermekedir. Yukarıdaki anlaılar ışığında, çalışmamızda Türkiye ekonomisi koşullarında reel milli gelir ve enflasyonis yapı arasındaki çevrimsel ilişkiler araşırılmaya çalışılmakadır. Bu amaçla kullanılan veri ve yönem ikinci bölümde anıılmaka, elde edilen ahmin bulguları ise üçüncü bölümde açıklanmakadır. Dördüncü bölüm ise elde edilen bulguları özelemeke ve çalışmayı sonlandırmakadır. II.Veri Ve Tahmin Yönemi Makroekonomik yapıdaki çevrimsel ilişkilerin incelenmesinin önemi kısaca oraya konuldukan sonra çalışmamızda Türkiye ekonomisi koşullarında enflasyonis yapı ile reel mili gelir arasındaki çevrimsel ilişkiler araşırılmakadır. Bu amaçla 1987Q1-2007Q2 dönemi için üçer aylık veri sıklığına sahip reel gayrisafi yur içi hasıla ve enflasyon verileri dikkae

5 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, alınmışır. Enflasyon verileri 2000: 100 emelli ükeici fiya endeksi veilerine dayanmaka olup OECD elekronik isaisik veri dağıım siseminden (hp://sas.oecd.org) elde edilmişir. Çağdaş ikisa yazını doğrulusunda, makroekonomik zaman serileri arasındaki ekileşimlerin incelenebilmesi için yapısal vekör ardışık bağlanım (vecor auoregression) modellerinin kullanımı ya da makroekonomik zaman serilerinin doğrusallaşırıldıkan ve Hodrick ve Presco (1997) ve Baxer ve King (1999) gibi çalışmalar arafından önerilen çeşili filreleme yönemleri kullanıldıkan sonra elde edilen uzun dönemli rend ve bu bileşenden ayrışırılan durağan çevrimsel bileşenleri arasındaki bağınıların incelenmesi gibi almaşık yaklaşımların kullanımı önerilebilmekedir. iv Kendi çalışmamızda Hodrick ve Presco (HP) arafından önerilen ayrışırma yönemi kullanılmışır. İki yanlı ve simerik bir filreleme işlemine dayanan HP yönemi herhangi bir ikisadi zaman serisinin rend ve çevrimsel bileşenlerine ayırılarak değişkenin rend erafındaki varyansını en küçük yapan değerlerin elde edilmesine dayanmakadır. Herhangi bir döneminde gözlemlenen x değişkeni için HP yönemi aşağıdaki işlevsel ilişkinin minimize edilmesini amaçlamakadır: (1) s po 2 s 1 po po po po 2 x = ( ) [( ) ( 1)] + λ + = = HP x x x x x x po Yukarıda x filrelenen değişkeni, x x değişkeninin rend bileşenini, λ rend bileşeni için dikkae alınan düzleşirme (smoohing) kasayısını ve s örneklem büyüklüğünü gösermekedir. Eş. 1 de gözlenebileceği gibi, HP filreleme işlemi incelenen x değişkeni ile değişken rend büyümesinin farkı ve rend büyüme değerlerinin ağırlıklandırılarak minimize edilmesi işlemini gerekirmekedir. Filreleme işlemi sonucu elde edilen seri ise değişkenin çevrimsel bileşenini verecekir. λ kasayısı rendin değişkenliğini cezalandıran bir kasayıdır ve serinin düzleşirilme derecesini denelemekedir. λ kasayısı ne kadar büyükse ele alınan zaman serisinin düzleşirilme derecesi o ölçüde yüksek olacak ve λ = ise x po doğrusal am belirleyici (deerminisic) bir rende yakınsayacakır. Diğer bir uç durum olarak λ kasayısı sıfıra eşise HP-rend değeri zaman serisinin arihsel değerlerine eşi olacakır. Canova (1998) 2 2 çalışması izlenerek en uygun λ değeri λ = σ / σ şeklinde belirlenebilir. σ x ve σ c rend ve çevrim bileşenlerindeki değişimlerin sandar sapmasını gösermekedir. Hodrick ve Presco (1997) üçer aylık veri kullanımında düzleşirme kasayısı için λ = 5/(1/8) = 40varsayımlarını yapmaka ve dolayısıyla kendi çalışmamızda da dikkae alındığı üzere λ = 1600 değerinin kullanımını önermekedir. Bu açıklamalar doğrulusunda öncelikle reel milli gelir ve enflasyon verileri ABD Nüfus İdaresi nce gelişirilen X12 mevsimsel uyarlama programıyla mevsimselliken arındırılmış, daha sonra reel milli gelir x c

6 154 Cem SAATÇİOĞLU, Leven KORAP verileri için zaman serisi içerisindeki değişimlerin düzleşirilebilmesi amacıyla doğal logarima alma işlemi gerçekleşirilmişir. Çalışmada kullanılan mevsimsel ekilerden arındırılmış reel gayrisafi yur içi hasıla (GSYİH) ve enflasyon verileri ile bu değişkenlerin çevrimsel bileşenlerinin grafikleri Şek. 1 ve Şek. 2 de göserilmişir. HP yönemiyle filrelenmiş verilere dayalı iş çevrimi çözümlemesi gerçekleşirilirken, bazı nokaların dikkae alınması gerekmekedir. Eğer Y ve X +j gibi iki değişken arasında çapraz bağını ρ(j), j {0,±1, ±2,... } negaif bir j değeri için en çoklaşıyorsa, zaman serisi referans çevrim dönemini önceleyecek, yani reel GSYİH den j dönem daha önce dönüm nokasına ulaşacakır. Diğer yandan, çapraz bağını poziif bir j değeri için en çoklaşıyorsa zaman serisi çevriminin GSYİH çevriminin arkasında j dönem gecikmesi beklenecekir (Woiek, 1997). Örneğin, Kydland ve Presco (1990) çalışmasında belirildiği gibi verimlilik çevrim dönemini önceleyen, envaner sokları ise çevrim döneminin arkasında geciken bir gösergedir. Ayrıca, eğer Y ve X +j arasındaki çapraz bağını j = 0 için en çoklaşıyorsa X değişkeninin çevrimi eşzamanlı (synchronous) olacakır. Aynı zamanda, eğer sıfırıncı dönem için bağını kasayısı (conemporaneous correlaion coefficien) ρ(0) poziif, sıfır ya da negaif bir değer alıyorsa X serisi sırasıyla öncü-çevrimsel (pro-cyclical), çevrimsel olmayan (acyclical) ya da ers-çevrimsel (couner-cyclical) bir nielik aşıyacakır (Kydland ve Presco, 1990; Fiorio ve Kollinzas, 1994). Kendi çalışmamızda kullandığımız seksen iki gözlem dönemi için çapraz bağını kasayısının yaklaşık olarak 0.22 < ρ < 1 şeklinde bir değer alması kasayının isaisiksel anlamlılığını göserecekir. H o d r ic k - P r e s c o F il e r ( la m b d a = ) R E E L G S Y IH S A T r e n d C y c le Şekkil 1: Reel Gayrisafi Yur İçi Hasıla ve Çevrimsel Bileşeni

7 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, H o d r ic k - P r e s c o F il e r ( la m b d a = ) E N F L A S Y O N S A T r e n d C y c l e Şekil 2: Enflasyon ve Çevrimsel Bileşeni III.Tahmin Bulgulari Yukarıdaki yönemsel açıklamalar ışığında reel GSYİH ve enflasyon değişkenlerinin filrelenmiş çevrimsel bileşenleri arasındaki çapraz bağını ilişkisi aşağıdaki gibi göserilebilir. Her iki çevrimsel bileşen arasındaki en yüksek bağını kasayısı koyu bir şekilde belirilmişir. Tabloda ayrıca reel GSYİH serisi için ardışık bağımlılık (auocorrelaion / AC) işlevinin sahip olduğu değerler ile filrelenmiş reel GSYİH ve enflasyon serilerinin sandar haaları ile ölçülen oynaklık (volailiy) ölçüleri de verilmekedir. Görülebileceği gibi çevrimsel GSYİH iş-çevrimi dalgalanmalarının kalıcılığını yansıabilecek bir şekilde güçlü ve poziif bir ardışık bağımlılığa sahipir. v Bu bulgu Kydland ve Presco (1990) ve Backus ve dev. (1992) çalışmalarının ABD ekonomisi için elde eikleri ahmin sonuçları belirli ölçüde deseklemekedir. Her iki çalışma da birinci dereceden ardışık bağımlılık kasayısını 0.85 olarak ahmin emişir. Fioria ve Kollinzas (1994) G-7 ülkeleri için birinci dereceden ardışık bağımlılık kasayısının en yüksek ABD ekonomisi için 0.85 ve en düşük İngilere ekonomisi için 0.55 değerini aldığını bulmakadır. Backus ve dev. (1995) bu ür bir bulgunın geçerliliğini 11 gelişmiş ülke ekonomisi için onaylamakadır. Agénor ve dev. (1999) bir dizi gelişmeke

8 156 Cem SAATÇİOĞLU, Leven KORAP Tablo 1: GSYİH ve Enflasyon Çevrimsel Bileşenleri için Çapraz Bağınılar GSYİH için Ardışık Oynaklık (Volailiy) Bağımlılık (AC) İşlevi [çevrimsel seri sd. haa x 100] AC GSYİH Enflasyon X -8 X X -7 X X -6 X X -5 X X -4 X X -3 X X -2 X X -1 X X X olan ülke ekonomisi için çevrimsel milli gelir bileşenlerinin önemli ölçüde kalıcılık (persisence) özelliğine sahip olduğunu gözlemeke ve bu bulguları gelişmeke olan ülkelerin anıklık emiş oldukları ve iş-çevrimleri ile nielendirilebilecek kısa dönemli ikisadi dalgalanmalara afemekedir. Aguiar ve Gopinah (2007) çalışması da 13 gelişmiş ve Türkiye ekonomini de içeren 13 gelişmeke olan ülke ekonomisi için, birinci derece ardışık bağlımlılık kasayısı 0.49 ile 0.92 değerleri arasında değişmek üzere, benzer ahmin bulguları elde emekedir. Türkiye ekonomisi için reel GSYİH nin çevrimsel bileşenindeki şokların kalıcılığını gösermek üzere ilgili kasayıyı Alper (2002) 0.58 olarak ve Aguiar ve Gopinah (2007) 0.67 olarak bulmakadır. vi

9 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, Tabloda reel milli gelirin sandar haası 3.42 olarak bulunmuşur. Bu sonuç Alper (2002) çalışmasındaki 3.48 ve Aguiar ve Gopinah (2004) çalışmasındaki 3.57 değerlerini alan ilgili kasayı ahminleriyle uyum içerisindedir. Gelişmiş ve gelişmeke olan ülkeler için filrelenmiş reel çıkının oynaklık değerlerini karşılaşıran Aguiar ve Gopinah (2007) iş-çevrimleri açısından gelişmeke olan ülkelerin gelişmiş ülkelere göre oralama olarak 2 ka daha fazla oynaklık göserdiğini gözlemekedir. Filrelenmiş reel çıkı verileri için gelişmeke olan ülkelerde ilgili değer genellikle 2.00 ile 4.00 arasında olmaka, oysa ki gelişmiş ülkeler için bu değer Backus ve dev. (1995) bulgularını da desekleyebilecek şekilde 2.00 değerinin alında bulunmakadır. Yukarıda kısaca açıklandığı gibi, Chadha ve Prasad (1994) 2. Dünya Savaşı sonrası G-7 ülkeleri verilerini kullandığı çalışmasında fiya düzeyinin ers-çevrimsel, enflasyonun ise öncü-çevrimsel olduğunu belirmeke ve dolayısıyla iş-çevrimlerinin açıklanmasına çalışılırken enflasyon ve fiya düzeyinin çevrimsel bileşenleri arasında açık bir ayırım yapılması gerekiğini vurgulamakadır. Faka, Rand ve Tarp (2002) arafından elde edilen ahmin bulguları, enflasyon ve fiya düzeyinin çevrimsel bileşenlerinin genel olarak hem gelişmiş hem de gelişmeke olan ülkeler için aynı şekilde hareke eiğini gösermeke ve yazarlar bu durumu Hoffmaiser ve Roldόs (1997) poliika öngörüsüyle de bağdaşabilecek şekilde ekonomilerin çevrimsel özelliklerinin anımlanmasında arz yanlı iş-çevrimi modellerinin kullanımına gerek duyulması ile ilişkilendirmekedir. Bu doğruluda reel GSYİH ve ükeici fiya endeksi emelli enflasyon oranlarının filrelenmiş çevrimsel bileşenlerinin kullanılmasıyla elde edilen sonuçlar arz yanlı iş çevrimi modellerinin oraya koyduğu şekilde enflasyon ile reel milli gelir arasındaki ers-çevrimsel bir ilişkinin varlığını gösermekedir. Ayrıca, enflasyon oranı reel milli gelir ile isaisiksel olarak anlamlı eşzamanlı bir çevrime sahipir. vii Büün bu sonuçlar bir arada dikkae alındığında, Chadha ve Prasad (1994) arafından da belirildiği gibi, ikisa kuramı dahilinde genel olarak reel üreim üzerinde meydana gelen geçici nielikli harekeler alep şokları ile ve uzun dönemli harekeler arz şokları ile ilişkilendirilse bile fiyalardaki ya da enflasyondaki ers-çevrimsel değişimler reel üreim sürecindeki geçici nielikli dalgalanmaların da arz şokları yüzünden meydana gelebileceğini gösermekedir. IV.Sonuç Reel milli gelir ve ikisadi büyüme süreci üzerinde ekili olabilecek başlıca makroekonomik gösergeler arasındaki ilişkilerin bir iş-çevrimi çözümlemesi dahilinde oraya konulması ve özellikle fiya düzeyindeki ya da enflasyondaki gelişmeler ile reel milli gelir arasındaki çevrimsel ilişkilerin incelenmesi Türkiye ekonomisi gibi çok uzun yıllardır çif-basamaklı kronik enflasyonis bir yapıya anıklık emiş bir ülke için son derece büyük bir önem aşımakadır. Bu ür bir araşırma aynı zamanda söz konusu enflasyons süreç ile mücadele edilebilmesi amacıyla uygulanabilecek enflasyon karşıı programların

10 158 Cem SAATÇİOĞLU, Leven KORAP nieliğinin belirlenebilmesi açısıdan da önsel nielikli bilgi sağlayabilmekedir. Çalışmamızda bu konu 1987Q1-2007Q2 dönemini kapsayan veriler kullanılarak Türkiye ekonomisi koşullarında sınanmaya çalışılmışır. İkisadi zaman serilerinin çağdaş bazı filreleme yönemleri ile uzun dönemli rend ve durağan çevrimsel bileşenlerine ayrışırılmasına olanak sağlayan bir ahmin yönemi kullanılarak elde eiğimiz bulgular, çevrimsel gayrisafi yur içi hasıla bileşeninin iş-çevrimi dalgalanmalarının kalıcılığını yansıabilecek şekilde güçlü ve poziif bir ardışık bağımlılık göserdiğini, ayrıca diğer gelişmeke olan ülke örnekleri için elde edilen bulguları da desekleyebilecek şekilde reel çıkının oldukça yüksek bir oynaklık (volailiy) derecesine sahip olduğunu oraya koymuşur. Reel milli gelir ve ükeici fiya endeksi emelli enflasyon oranlarının filrelenmiş çevrimsel bileşenlerinin kullanılmasıyla elde edilen sonuçlar arz yanlı iş çevrimi modellerinin oraya koyduğu şekilde enflasyon ile reel milli gelir arasındaki ers-çevrimsel bir ilişkinin varlığına işare emişir. Sonuç olarak, Türkiye ekonomisi koşullarında enflasyon ve reel milli gelir arasında ahmin edilen ers-çevrimsel ilişkiden dolayı reel üreim sürecinde gözlenen çevrimsel içerikli dalgalanmaların arz şokları yüzünden meydana gelmiş olabileceği şeklinde bir çıkarsamaya ulaşılmışır. Elde edilen bulgular doğrulusunda Türk iş çevrimlerini belirleyen ekenlerin çağdaş ahmin yönemlerindeki gelişmeler ışığında daha kapsamlı bir şekilde incelenmesinin sonuçların uarlılığının değerlendirilebilmesi açısından gerekli olduğu ve bu ür gelecek çalışmaların kendi çalışmamız açısından amamlayıcı bir nielik aşıyabileceği düşünülmekedir. Kaynaklar Agénor, P.R., McDermo, C.J. ve Prasad, E.S. (1999) Macroeconomic Flucuaions in Developing Counries: Some Sylized Facs, IMF Working Paper, WP/99/35. Aguiar, M. ve Gopinah, G. (2007), Emerging Marke Business Cycles: The Cycle is he Trend, Journal of Poliical Economy, 115, Alper, C.E. (1998) Nominal Sylized Facs of Turkish Business Cycles, METU Sudies in Developmen, 25(2), ss Alper, C.E. (2002) Sylized Facs of Business Cycles, Excess Volailiy and Capial Flows: Evidence from Mexico and Turkey, Russian and Eas European Finance and Trade, 38(4), ss Aeşoğlu, H.S. ve Dukowsky, D.H. (1995) Money, Oupu and Prices in Turkey, Applied Economics Leers, 2, ss Backus, D.K. ve Kehoe, P.J. (1992) Inernaional Evidence on he Hisorical Properies of Business Cycles, American Economic Review, 82(4), Sepember, ss Backus, D.K., Kehoe, P.J. ve Kydland, F.E. (1995), Inernaional Business Cycles, T.F. Cooley, Froniers of Business Cycle Research, New Jersey: Princeon Universiy Press, Princeon,

11 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, Baxer, M. ve King, R.G. (1999) Measuring Business Cycles: Approximae Band-Pass Filers For Economic Time Series, Review of Economics and Saisics, 81, ss Burns, A.F. ve Michell, W.C. (1946), Measuring Business Cycles, NewYork: NBER. Canova, F. (1998). Derending and Business Cycle Facs, Journal of Moneary Economics, 41, ss Cashin, P. ve Ouliaris, S. (2001) Key Feaures of Ausralian Business Cycles, IMF Working Paper, WP/01/171, November. Chadha, B. ve Prasad, E. (1994) Are Prices Counercyclical? Evidence from he G-7, Journal of Moneary Economics, 34, ss Dibooğlu, S. ve Kibriçioğlu, A. (2004) Inflaion, Oupu Growh, and Sabilizaion in Turkey, , Journal of Economics and Business, 56, ss Eruğrul, A. ve Selçuk, F. (2002), Turkish Economy: , A. Kibriçioğlu, F. Selçuk and L. Rienberg, Inflaion and Disinflaion in Turkey, Ashgae Pub. Ld., ss Fiorio, R. ve Kollinzas, T. (1994) Sylized Facs of Business Cycles in he G-7 from a Real Business Cycles Perspecive, European Economic Review, 38, ss Gökaş, Ö. (2005), Teorik ve Uygulamalı Zaman Serileri Analizi, İsanbul: Beşir Kiabevi. Granger, C.W.J. (1969) Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-Specral Mehods, Economerica, 37, ss Hodrick, R.J. ve Presco, E.C. (1997) Poswar U.S. Business Cycles: An Empirical Invesigaion, Journal of Money, Credi, and Banking, 29, ss Hoffmaiser, A.W. ve Roldós, J.E. (1997) Are Business Cycles Differen in Asia and LainAmerica?, IMF Working Paper, WP/97/9, January. Kydland, F.E. ve Presco, E.C. (1990) Business Cycles: Real Facs and a Moneary Myh, FRB of Minneapolis Ouarerly Review, Spring, ss Kydland, F.E. ve Zarazaga, C.E.J.M. (1997) Is he Business Cycle of Argenina Differen?, FRB of Dallas Economic Review, Fourh Quarer, ss Lopez, H., Fabrizio, S. ve Ubide, A. (1997) How Long is he Long Run? A Dynamic Analysis of he Spanish Business Cycle, IMF Working Paper, WP/97/74, June. Lucas, R.E., Jr., (1977), Undersanding Business Cycles, K. Brunner ve A.H. Melzer, Sabilizaion of he Domesic and Inernaional Economy, Carnegie-Rocheser Conference Series on Public Policy 5, Norh-Holland, Amserdam, ss

12 160 Cem SAATÇİOĞLU, Leven KORAP Mein-Özcan, K., Voyvoda, E. ve Yeldan, E. (2001) Dynamics of Macroeconomic Adjusmen in a Globalized Developing Economy: Growh, Accumulaion and Disribuion, Turkey , Canadian Journal of Developmen Sudies, 22(1), ss Rand, J. ve Tarp, F. (2002) Business Cycles in Developing Counries: Are They Differen?,World Developmen, 30(12), Serleis, A. ve Krause, D. (1996) Nominal Sylized Facs of U.S. Business Cycles, FRB of S. Louis Review, July/Augus, ss Sock, J.H. ve Wason, M.W. (1998) Business Cycle Flucuaions in U.S. Macroeconomic Time Series, NBER Working Paper, w6528, April. Woiek, U. (1997), Business Cycles An Inernaional Comparison of Sylized Facs in a Hisorical Perspecive, Heidelberg: Physica-Verlag. Zarnowiz, V. ve Özyıldırım, A. (2002) Time Series Decomposiion and Measuremen of Business Cycles, Trends and Growh Cycles, NBER Working Paper, w8736, January. Sonnolar: i Türkiye ekonomisinde 1980 li yıllardan iibaren 2000 li yılların başına kadar yaşanan başlıca gelişmeler ile ilgili olarak kısa ve aydınlaıcı bir çalışma için, bkz., Eruğrul ve Selçuk (2002). ii Chadha ve Prasad (1994) ayrıca enflasyon oranının öncü-çevrimsel olduğunu bulmaka ve fiyaların ya da enflasyonun çevrimsel davranışının alep yanlı ya da arz yanlı belirlenmiş çevrim modellerinin birbirlerine göre reddedilebilirliği açısından kesin sonuçlar oraya koymadığını belirmekedir. iii Aeşoğlu ve Dukowsky (1995) çalışmasında elde edilen bulgular da reel iş çevrimi benzeri modellerin öngörülerine desek vermekedir. iv İkisadi zaman serilerinin rend ve çevrimsel bileşenlerine ayrışırılması ile ilgili daha ayrınılı bilgi için, bkz., Canova (1998). v İlk ardışık bağımlılık kasayısı değerini almakadır. Bu konuda daha ayrınılı bilgi için, bkz., Gökaş (2005). vi Bununla birlike, sanayi üreim endeksi verilerini kullanan Alper (1998) ve Agénor ve dev. (1999) reel çıkının uzun dönemli eğilim bileşeni erafındaki dalgalanmaların kalıcılığını göseren kasayıyı 0.38 gibi çok daha düşük bir değerde ahmin emekedir. vii Son olarak belirilmelidir ki, reel GSYİH ve enflasyon değişkenlerinin çalışmamızda hesaplanan çevrimsel bileşenleri arasında çeşili gecikme değerleri için iki değişkenli Granger (1969) nedensellik / önceleme sınamalarına başvurulmuş, genel olarak 4 ve alı gecikme sayıları için 10% olasılık değerleri dahilinde ek yanlı olarak reel gelirin çevrimsel bileşeninin enflasyonun çevrimsel bileşeninin Granger nedeni olduğu yani çevrimsel enflasyon bileşenindeki gelişmeleri öncelediği, faka 5 ve 12 gecikme ssyıları arasında herhangi isaisiksel olarak anlamlı bir nedenselliğin bulunmadığı gözlenmişir. Çalışmamızda akarılmayan bu ayrınılı çıkılar yazarlardan alep edilmesi durumunda ilgililere sunulacakır.