Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği

Transkript

1 YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F., İkisa Bölümü, ELAZIĞ Araş. Gör. Ayşe ARI İsanbul Üniversiesi, İkisa Fakülesi, İkisa Bölümü, İSTANBUL ÖZET Bu çalışmada Türkiye de para alebinin isikrarlı olup olmadığı 5:- : dönemi için aylık veriler kullanılarak sorgulanmakadır. Bu amaç doğrulusunda ilk olarak Johansen eşbüünleşme esi kullanılarak M reel parasal büyüklüğü ile reel gelir, faiz oranı ve döviz kuru arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığı sınanmakadır. Daha sonra para alebi fonksiyonun isikrarlı olup olmadığı CUSUM ve CUSUMSQ esleri ile analiz edilmekedir. Elde edilen bulgular, reel gelir, faiz oranı ve döviz kurunun eoride beklenildiği gibi para alebi ile ilişkili olduğu ancak, değişkenlerin kasayılarının kararlı olmadıkları yönündedir. Dolayısıyla Merkez Bankasının M parasal büyüklüğünü referans alan bir para poliikası uygulamasının ekin olmayacağı söylenebilecekir. Anahar Kelimeler: Para alebi, para poliikası, enflasyon hedeflemesi, eşbüünleşme analizi. Jel Sınıflaması: C3; E; E; E58. An Analysis on Deerminans and Sabiliy of Money Demand: The Case of Turkey ABSTRACT In his sudy, he sabiliy of money demand is invesigaed using monhly daa for he period 5:- :. Firs, he presence of a long-run equilibrium relaionship among M moneary aggregae, real income, ineres rae, and exchange rae is examined hrough Johansen coinegraion es. Afer ha, sabiliy of money demand is analyzed using CUSUM and CUSUMSQ ess. The resuls are in suppor of a long-run relaionship among variables of ineres. However, sabiliy of money demand funcion is rejeced. Thus, i is no efficien for Cenral Bank of Turkey o apply a moneary policy based on M moneary aggregae. Key Words: Money demand, moneary policy, inflaion argeing, coinegraion analysis. Jel Classificaion: C3; E; E; E58. I.GİRİŞ İkisa ekolleri için para alebi, emel konular arasında yer almakla birlike konuya ilişkin farklı yorumlar yapılmakadır. Örneğin Fisher (9) in mikar eorisinde gelir dolanım hızı sabi kabul edilip, reel para balansları gelirle ilişkilendirilmekedir. Keynes ise, geleneksel yaklaşımın mübadele gereksinimine ilaveen spekülasyon saikiyle de para alep edilebileceğine vurgu yapmakadır. Böylece Keynes, para alebi fonksiyonunda gelirle birlike piyasa faiz oranının da yer alması gerekiğine işare emekedir. Friedman (956) ın yaklaşımında ise, beşeri sermayenin fiziki sermayeye oranı, para umanın faydası gibi para alebini ekileyebilecek çeşili durumlardan bahsedilmekedir. Ancak ikisa ekollerinin

2 6 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği para alebine yönelik yaklaşımları farklı olsa da esasında alep edilen para mikarı ve para alebini belirleyen değişkenler arasındaki ilişki irdelenmekedir. Bu bağlamda para alebinin emelde gelir ve faiz oranının bir fonksiyonu olduğu kabul görmekedir. Son yıllarda ise, para alebinin isikrarlı olup olmadığı araşırmacıların ve karar alıcıların ilgisini çekmekedir. Breon Woods Siseminin çöküşünden ve 97 lerdeki perol şokundan önce para alebinin isikrarlı olduğu konusunda bir fikir birliği söz konusuydu. Faka bu arihlerden sonra yapılan ve Goldfeld (976) in öncülük eiği ampirik çalışmalarda, para alebinin isikrarının bozulduğu espi edilmişir. Gelişmiş ülkelerdeki piyasa yanlısı finansal sekör reformlarının ve dalgalı döviz kuruna geçilmesinin bu durumda ekili olduğu ileri sürülmüşür. Gelişmeke olan ülkelerde ise 98 ve 99 lardan sonra finansal piyasaların liberalleşiği, dışa açıklığın arığı ve çeşili yapısal reformların hayaa geçirildiği bilinmekedir. Bu dönemde birçok finansal krizin de yaşanması, para alebini ekilemişir. Kısaca, para alebi, makroekonomik değişkenlerle bağlanılı olup, geleceke doğru poliikaların uygulanması açısından önem aşımakadır (Ramachandran :98; Bahmani-Oskooee ve Karacal,6:635). Para alebinin isikrarlı olması, parasal büyüklükler ile para alebi fonksiyonunun içerdiği makroekonomik değişkenler arasında öngörülebilir ve güvenilir bir ilişki olduğu anlamına gelmekedir (Deadman ve Ghaak, 98). Para alebini belirleyen bu değişkenler arasında; faiz oranı, gayri safi yuriçi hasıla, hisse senedi fiyaı, ükeim harcamaları, asarruflar, yaırımlar, ihraca ve ihala göserilebilmekedir (Padhan, :7). İsikrarlı bir para alebinden bahsedildiğinde, merkez bankası arafından para arzının konrol edilmesi ekin bir para poliikası olacakır. Çünkü bu durumda, parasal büyüklüklerdeki bir değişimin; çıkı, faiz oranları ve fiyalar genel düzeyi gibi makroekonomik değişkenler üzerindeki ekileri öngörülebilecekir (Hamori ve Tokihisa,, Çaık, 7). Bir başka ifadeyle parasal büyüklükler ile merkez bankasının ekilemeyi hedeflediği makroekonomik değişkenler arasında öngörülebilir bir ilişki olduğu sürece, karar alıcılar para mikarını, ekin bir para poliikası aracı olarak kullanabilecekir (Chen ve Wu, 5:; Bahmani-Oskooee ve Karacal, 6:635). Böylece oorieler çıkı düzeyini ya da enflasyon oranını ekileyebilmek amacıyla para arzını değişirebilecekir (Bahmani, 8). Para alebinin isikrarlı olması, özellikle enflasyon ve parasal büyüme arasında öngörülebilir bir ilişki oraya çıkmasını sağlayacakır. Bu durum enflasyonun öngörülebilmesine ve konrol edilebilmesine imkân verecekir. Ayrıca, para alebinin isikrarlı olması, ekonomideki likidienin konrol alına alınmasını sağlayacakır. İsikrarlı para alebinin bir başka avanajı da, fiya isikrarına ilişkin poliikaların ve değerlendirmelerin ora ve uzun vade için yapılabilmesini mümkün kılmasıdır (Özdemir ve Saygılı, :3; Oluwole ve Olugbenga 7). Ayrıca para alebinin isikrarlı olması, para poliikası ensrümanının doğru belirlenmesi için önem aşımakadır. Poole (97) e göre para alebi isikrarlı iken para arzı hedeflenmelidir. Para alebinin isikrarsız olduğu durumda ise faiz oranının ercih edilmesi gerekmekedir. Bu durumda isikrarlı bir para

3 Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- alebi, parasal büyüklüklerin ara hedef olarak kullanılabilmeleri için bir önkoşuldur (Padhan, :7). Ancak isikrarlı bir para alebi söz konusu iken bile Taylor kuralı çerçevesinde ülkeler faiz oranını hedefleyebilmekedir (Kumar ve Webber, :). Bu nedenle Taylor (999) kuralının merkez bankaları arafından geniş kabul görmesi, parasal büyüklükleri geri planda bırakmakadır (Cziraky ve Gillman, 6:6). Bilindiği üzere parasal hedeflemenin ekin olabilmesi için parasal büyüklükler ile nihai hedef arasında isikrarlı bir kısa ve uzun dönem ilişkisi gereklidir. Enflasyon hedeflemesinin ekinliği içinse, gelecek dönemdeki enflasyonun doğru bir şekilde ahmin edilmesi ve konrol edilebilmesi gerekmekedir. Bu nedenle enflasyon hedeflemesinde parasal büyüklüklerin, iyi bir göserge değişken olabilmesi için, hedeflenen enflasyon oranı ile parasal büyükler arasında uzun dönemli isikrarlı bir ilişkinin mevcu olması şarır (Bruggeman, :85). Çünkü isikrarlı bir para alebi fonksiyonu, parasal büyüklüklerin ara dönemde ölçülebilir ve konrol edilebilir olmasını sağlayacağından, ya doğrudan para arzındaki büyümeyi ekileyerek ya da faiz oranını manipüle ederek, ekonomideki oplam likidienin ve enflasyon oranının konrol edilmesini mümkün kılacakır (Oluwole ve Olugbenga 7:). Sonuç olarak para alebinin isikrarlı olması, para poliikasının ekinliği için gerekli ön koşulun sağlandığına işare emekedir (Dekle ve Pradhan, 999). İsikrarsız bir para alebinin söz konusu olması durumunda ise, para poliikasının rolü çok sınırlı kalacakır (Tang, 7:). Bu çalışmanın amacı, son yıllarda önemli ekonomik gelişmeler kaydeden ve yapısal reformlar gerçekleşiren Türkiye de para alebinin belirleyenlerini ve isikrarını sorgulamakır. Bu amaç doğrulusunda açık enflasyon hedeflemesinin benimsendiği 5:- : dönemi, aylık verilerle incelenmişir. Analizlerde Johansen (988) nin eşbüünleşme esi ile Brown vd. (975) arafından lieraüre kazandırılan CUSUM ve CUSUMSQ esleri ercih edilmişir. Bilindiği üzere Türkiye - krizinin ardından, isikrarı ekrar sağlamak amacıyla IMF ile anlaşmalar gerçekleşirmiş ve Güçlü Ekonomiye Geçiş Programını hazırlamışır. Bu bağlamda yılında Merkez Bankası Kanunu nda yapılan değişikliklerle merkez bankasının emel amacı fiya isikrarını sağlamak olarak belirlenirken bu amaçla çelişmemek kaydıyla büyüme ve isihdam hedeflerine de desek verileceği açıklanmışır. Yine bu yıllarda bankacılık sekörü başa olmak üzere ekonomik faaliyelerin birçok alanını kapsayacak şekilde finansal ve yapısal reformlar hayaa geçirilmişir. Bununla birlike, finansal liberalizasyonun arması, yeni finansal araçların oraya çıkması ve kısa dönemli sermayedeki harekeliliğin arması vb. gelişmelerin para alebinin ahminini zorlaşıracağı savunulmuşur. Böylece parasal büyüklükler ile enflasyon ve nominal gelir arasındaki öngörülebilir ilişkinin oradan kalkığı ifade edilerek, parasal hedeflemeden enflasyon hedeflemesine geçilmesi amaçlanmışır. Ancak gerekli koşulların sağlanmadığı gerekçesiyle açık enflasyon hedeflemesine ön hazırlık süreci olarak -5 yılları arasında örük enflasyon hedeflemesi uygulanmışır. 6 yılından iibaren ise para poliikasının ek ve nihai hedefinin fiya isikrarını 7

4 8 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği sağlamak olduğu kabul edilmiş ve açık enflasyon hedeflemesine geçilmişir. Para poliikasının emel aracı olarak ise kısa dönem faiz oranı ercih edilmişir (TCMB, 6:3-7; Kalaycı, :83; Oluwole ve Olugbenga, 7:). Bununla birlike zorunlu karşılıklara ilişkin düzenlemeler vb., para poliikasının desekleyici araçları olarak kullanılmakadır (TCMB, :8). Bu açıklamalar doğrulusunda çalışmanın bundan sonraki bölümleri şu şekilde düzenlenmişir.. Bölüm lieraür aramasını içermekedir. 3. Bölüm veri ve yönemi açıklamakadır.. Bölüm ampirik bulguları oraya koymaka, son bölüm ise, sonuç ve değerlendirmeyi kapsamakadır. II. LİTERATÜR TARAMASI Para alebinin belirleyenlerini ve isikrarını sorgulayan geniş bir lieraür bulunmakadır. Eşbüünleşik değişkenlerin, birbirinden farklı hareke emeyip, uzun dönem denge ilişkisine döndüklerinin kabul edilmesi sebebiyle bu çalışmalarda genellikle, para alebini emsilen kullanılan parasal büyüklükler ile faiz ve gelir gibi çeşili değişkenler arasında eşbüünleşik bir ilişkinin olup olmadığı araşırılmakadır. Eşbüünleşmenin varlığı durumunda ise söz konusu ilişkinin isikrarlı olup olmadığı incelenmekedir. Ancak yapılan çalışmalarda farklı eşbüünleşme yönemlerinin ve ülke örneklerinin kullanımının da ekisiyle kesin bir sonuca ulaşılamamışır. Örneğin Narayan (8), Amerikan ekonomisini ele almış ve 959- dönemi için para alebinin isikrarlı olup olmadığını Lagrange çarpanı (LM) ve sınır esi (ARDL) yönemiyle analiz emişir. Çalışma sonucunda M para alebi ile reel gelir ve faiz oranları arasında eşbüünleşme ilişkisi espi edilmişir. Kamboçya yı 99:-6: döneminde aylık verilerle inceleyen Samreh (8) de ARDL ile CUSUM ve CUSUMSQ esleri sonucunda M para alebinin isikrarlı olduğu sonucuna ulaşmışır. Çalışmada sanayi üreim endeksi, ükeici fiya endeksi ve nominal döviz kuru değişkenlerine yer verilmişir. Benzer şekilde Endonezya için M para alebi, reel gelir ve faiz oranı arasındaki ilişkiyi 99:-8:3 dönem aralığında sorgulayan Achsani (), ARDL ve haa düzelme modellerini kullandığı çalışmasının sonucunda, isikrarlı bir ilişki espi emişir. Bulgarisan ve Polonya için para alebi fonksiyonunu inceleyen Buch (), dönemini haa düzelme modelini kullanarak aylık verilerle analiz emişir. Çalışmada para alebinin isikrarlı olduğu gözlenmişir. Para alebinin isikrarlı olduğu bulgusuna ulaşan bir başka çalışma ise Akinlo (6) arafından Nijerya için yapılmışır. Akinlo (6), ARDL ile CUSUM ve CUSUMSQ eslerini kullanmış ve para alebini ekileyen değişkenler olarak gelir, faiz ve döviz kurunu espi emişir. Ordonez (3), arihleri arasında İspanya yı incelemiş ve para alebinin uzun dönemde isikrarlı olduğu sonucuna ulaşmışır. Ancak aynı çalışmada kısa dönem için isikrarlı bir ilişki espi edilememişir. Bahmani- Oskooee ve Chomsisengphe () ise, OECD ülkesini analiz eiği çalışmasında sadece İngilere ve İsviçre de para alebinin isikrarsız olduğunu belirlemişir. Benzer şekilde alebinin isikrarlı olmadığı bulgusuna ulaşan Nagayasu (3) ise, Japonya daki M para arzını 958- dönemi için dikkae

5 Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- almışır. Papadopoulos ve Zis (997) da, Yunanisan için para alebinin isikrarsız olduğu sonucunu elde emişir. Türkiye için konuyu ele alan çalışmalardan Koğar (995), 978:-99: dönemini kapsayan çalışmasında reel para alebi ile reel gelir, faiz oranı ve döviz kuru arasında uzun dönemli isikrarlı bir ilişki espi emişir. Türkiye de para alebinin isikrarlı olduğunu espi eden bir diğer çalışma ise Halıcıoğlu ve Uğur (5) arafından yapılmışır. Halıcıoğlu ve Uğur (5), 95- dönemi için CUSUM ve CUSUMSQ esleri ile eşbüünleşme esine yer vermişir. Alınaş (8), 985:-6: dönemini ARDL sınır esi ile CUSUM ve CUSUMSQ esleri yardımıyla incelemişir. Çalışma sonucunda para alebi belirleyicilerinden reel gelir, faiz oranı ve döviz kurunun M ile uzun dönemde ilişkili olduğunu eyi emişir. Bunlara karşın, Çaık (7), yapısal kırılmalı birim kök esleri ve eşbüünleşme yönemlerini ercih emiş ve para alebinin isikrarsız olduğunu belirlemişir. Çaık (7), çalışmasında, 988:-5: dönemini üçer aylık verilerle analiz emişir. Yılancı () ise, üçer aylık verilerle 989:-: dönemini analiz emek amacıyla, sınır esi ve kayan pencerelerde sınır esi yönemlerine başvurmuşur. Para alebi fonksiyonuna GSYİH, faiz oranı ve hisse senedi fiyalarını dâhil eden Yılancı (), para alebinin isikrarlı olmadığı bulgusunu elde emişir. III. VERİ SETİ VE MODEL Çalışmada 5:- : dönemi için aylık veriler kullanılmışır. M parasal büyüklüğü, faiz oranı, sanayi üreim indeksi ve döviz kuru değişkenlerine ilişkin veriler, TCMB nin elekronik veri dağıım siseminden (EVDS) elde edilmişir. TÜFE (5 baz yılı) indeksi ise OECD isaisiklerinden elde edilmişir. Çalışmada kullanılan model, ilgili yazından (Alınaş, 8; Bahmani- Oskooee, ; Bahmani-Oskooee ve Karacal, 6; Halıcıoğlu ve Uğur, 5 vb.) yola çıkılarak () Nolu denklem şeklinde belirlenmişir. ln M = β β lny β i β 3 ln Exc ε () () Nolu modelde M parasal büyüklüğü, finansal yenilikleri, eknolojik değişmeleri ve piyasalardaki gelişmeleri diğer parasal büyüklere kıyasla daha iyi yansıması sebebiyle (Alınaş, 8), para alebini emsilen ercih edilmişir. Nominal M değişkeni 5 baz yıllı TÜFE indeksi kullanılarak reel hale geirildiken sonra logariması alınarak modele ilave edilmişir. 5 Baz yıllı sanayi üreim indeksi ise, logariması alınarak ve mevsimsel ekilerden arındırılarak reel gelir değişkenini (Y) emsilen modele dâhil edilmişir. Faiz değişkeni (i) için ise, 3 ay vadeli ağırlıklandırılmış mevdua faiz oranı değişkeninin düzey değerleri kullanılmışır. Döviz kurunu (Exc) emsilen ise, YTL cinsinden ABD dolar kuru saış fiyaının logarimik değerleri kullanılmışır. Modelde yer alan ε, haa erimini; β, β, β ve β 3 ise sırasıyla sabi paramereyi ve ilgili değişkenlerin kasayılarını gösermekedir. 9

6 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Modelde, işlem saikiyle para alebi dikkae alındığında β in poziif olması beklenmekedir. Faiz değişkeni ise, finansal varlıkların geirileri açısından β ) parayı elde umanın fırsa maliyeini emsil emesi sebebiyle, kasayısının ( negaif olması beklenmekedir. Para ikamesini emsilen kullanılan döviz kuru değişkeninin parameresi ( β 3 ) ise, poziif ya da negaif olabilecekir. Arongo ve Nadiri (98) ile Bahmani-Oskooee ve Karacal (6) arafından bahsedildiği üzere, ulusal paranın değer kaybı ya da döviz kurundaki arış (yabancı paranın değer kazancı) ülke vaandaşlarının sahip oldukları dış varlıkların, ulusal para cinsinden değerlerini arırmakadır. Eğer bu arış serveeki bir arış şeklinde sezilirse (serve ekisi fikri), ülke vaandaşlarının ulusal para alepleri armakadır ki, bu durumda β 3 ün poziif olması beklenmekedir. Diğer arafan, Bahmani- Oskooee ve Karacal (6) arafından belirildiği üzere, para değer kaybeiği zaman, daha da değer kaybedeceğine dair bir bekleni söz konusu olabilmekedir. Bu durum ise, halkın ulusal para uumlarını azalıp, yabancı para uma eğilimlerini arırarak β 3 ün negaif işaree sahip olmasına yol açmakadır. IV. METODOLOJİ ve AMPİRİK BULGULAR A. ADF Birim Kök Tesi Dickey ve Fuller (DF esi, 979, 98) zaman serilerinde durağanlığı es emek üzere birim kök esi gelişirmişlerdir. DF esi zaman serisi değişkenlerinin ooregressif (AR) süreçle ifade edilip edilemeyeceğini gösermeke olup, es sonucunda haa eriminde ookorelasyon bulunması halinde zaman serileri birinci dereceden ooregressif süreçle ifade edilememekedir (Gökaş, :35). DF esinde en küçük kareler (EKK) yönemi ahminine dayalı olarak γ = hipoezi için birim kök esi uygulanmaka ve hesaplanan isaisiğine göre karar verilmekedir. H o : γ = şeklindeki sıfır hipoezinin reddedilmesi, durağanlık ve H : γ p şeklindeki alernaif hipoezi desekleyici yönde kanılar sunmakadır. Sıfır hipoezinin reddedilememesi halinde ise, serinin birim kök içerdiği sonucuna ulaşılmakadır. DF esi sonuçları Tablo üzerinde rapor edilmişir.

7 Değişken Tablo : ADF Birim Kök Tesi Sonuçları Deerminisik Terimler Gecikme Uzunluğu Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- Genelleşirilmiş Dickey- Fuller(ADF) Tes İsaisiği lnm SabiTrend -. Δ lnm Sabi erimli -9.35*** lnm Sabi erimli -.39 Δ lnm Terimsiz -8.*** lny SabiTrend -.9 Δ lny Sabi erimli -8.33*** lny Sabi erimli -.77 Δ lny Terimsiz -8.8*** lnin SabiTrend -.89 Δ lnin Sabi erimli *** lnin Sabi erimli -.66 Δ lnin Terimsiz -5.89*** lnkur SabiTrend Δ lnkur Sabi erimli *** lnkur Sabi erimli -.63 Δ lnkur Terimsiz *** No: ADF esi için % kriik değerler; -3,53 (sabi erimli), -,75 (SabiTrend), -.593(Terimsiz) olup MacKinnon (996) a dayanmakadır. ADF esinin gecikme uzunluğu Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenmişir. *** % düzeyinde anlamlılığı ifade emekedir. Tablo de görüldüğü üzere, üm değişkenler düzey değerlerinde birim köke sahip olup, ilk fark değerlerinde ise durağandırlar. Bu nedende söz konusu değişkenlerin I() oldukları görülmekedir. Tüm değişkenlerin I() olması bunların arasında olası bir eşbüünleşme ilişkisinin esini gerekli kılmakadır. B. Johansen Eşbüünleşme Tesi Johansen (988) in meodolojisi başlangıç nokasını () No lu denklem üzerinde ifade edilen bir p. dereceden vekör oo regresyonundan (VAR) almakadır. y = μ A y... Ap y p ε () () Nolu denklemde y, nx boyuuna sahip birinci dereceden büünleşik (I()) değişkenler vekörüdür. ε ise, nx boyuuna sahip beyaz gürülü (whie noise) süreci izleyen haa erimleri vekörüdür. (3) Nolu denklem () Nolu eşilik şeklinde de ifade edilebilir: Δy p = μ Πy Γ Δy ε i (3) P p Ai I Γi = A j j= i Burada Π = ve ()

8 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Eğer Π kasayılar marisi, r p n şeklinde indirgenmiş ranka sahipse, r rankına sahip n r boyulu α ve β marisleri olmakadır ki, bu durumda Π = α β ve β y durağandır. α nın unsurları, vekör haa düzelme modelindeki uyum paramereleri (adjusmen paramaers) olarak bilinmekedir ve β nın her kolonu bir eşbüünleşik vekörü emsil emekedir. r ise, eşbüünleşme sayısını gösermeke olup verili bir r için, β nın maksimum olabilirlik ahmincisi, gecikmeli farkları ve deerminisik değişkenleri düzeliken sonra nin ile en büyük kanonikal ilişkileri olan r yi veren in Δy y y kombinasyonunu anımlamakadır. Johansen bu kanonikal ilişkilerin anlamını es eden iki farklı benzerlik oranı (Likelihood raio-lr) esi ve bu sayede de Π marisinin indirgenmiş rankını önermekedir. Bu esler, iz (race) esi ve maksimum özdeğer (max-eigenvalue) esleri olup (5) ve (6) numaralı denklemler ile ifade edilmekedirler: n J = T ln( ˆ λ ) (5) race r i J ln( ˆ max = T λ r ) (6) Burada T örneklem boyuudur ve λˆi ise, i. en büyük kanonikal ilişkidir. İz esi, r sayılı eşbüünleşik vekör sıfır hipoezini, n sayılı eşbüünleşik vekör alernaif hipoezine karşı sınamakadır. Maksimum özdeğer esi ise, r sayılı eşbüünleşik vekör sıfır hipoezini, r sayılı eşbüünleşik vekör alernaif hipoezine karşı es emekedir. Söz konusu esler genel olarak χ dağılımına sahip değillerdir. Asimpoik kriik değerler Johansen ve Juselius (99) da bulunabildiği gibi birçok ekonomeri pake programları arafından da rapor edilmekedir. Çalışmada uygulanan Johansen (988) eşbüünleşme esinin sonuçları Tablo de verilmişir. Ayrıca eşbüünleşme esi için uygun gecikme uzunluğu vekör ooregresif (VAR) model ahmini üzerinden espi edilmiş ve 5 olarak belirlenmişir. VAR(5) modelinin durağanlığı ers köklerin birim çemberin içerisinde olması ile de eyi edilmişir. Tablo VAR(5) modeli ahminine ilişkin ookorelasyon ve heeroskedasie esi sonuçlarını vermekedir. Schwarz bilgi krierine göre gecikme uzunluğu olarak seçilmişir. Faka VAR() modelinin ookorelasyon ve heeroskedasie problemlerine işare eiği sapanmışır.

9 Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- Tablo : Ookorelasyon ve Heeroskedasie Tesi Sonuçları Gecikme LM-isaisiği Olasılık VAR Değişen Varyans Tesi χ İsaisiği Olasılık Tablo de görüldüğü üzere ookorelasyonun olmadığını ifade eden sıfır hipoezi, seçilen. gecikmeye kadar reddedilememişir. Aynı şekilde heeroskedasie olmadığını ifade eden sıfır hipoezi ise reddedilememişir. Bu nedenle eşbüünleşme esi ve vekör haa düzelme (VEC) modeli ahmini VAR modelin gecikme eksiği olan gecikme üzerinden yapılmışır. Johansen eşbüünleşme esi sonuçları ise Tablo 3 e verilmişir. Tablo 3: Johansen Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Eşbüünleşme vekör sayısı (r) İz İsaisiği.5 Kriik a Değer Eşbüünleşme vekör sayısı (r) Maxsimum- Özdeğer İsaisiği.5 Kriik b Değer r = / r 5.53** r = / r= 3.666** 7.58 r / r r= / r=.55.3 r r r= / r= r 3 r r=3 / r= a b No: ** %5 düzeyinde sıfır hipoezinin reddini gösermekedir. İz esinin kriik değerlerini, ise maksimum özdeğer esinin kriik değerlerini gösermekedir. Tablo 3 e görüldüğü üzere hem iz (race) esi, hem de maksimum özdeğer (max- eigenvalue) esi %5 düzeyinde değişkenler arasında bir eşbüünleşme ilişkisi (uzun dönem ilişkisi) espi emişlerdir. Bu nedenle VEC modeli ahmin edilerek, eşbüünleşme ilişkisine göre normalleşirilmiş reel para arzının reel gelir, faiz ve döviz kuru ile olan uzun dönemli ilişkisi (7) Nolu denklem üzerinde belirilmişir. 3

10 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği lnm=8.87.7lny -.3INT.33lnEXC (7) [-.789] [ 8.85] [-.7] (7) Nolu denklemde görüldüğü üzere gelir, para alebi üzerinde beklendiği üzere poziif ve % düzeyinde anlamlı bir ilişkiye sahipir. % düzeyindeki gelir arışı para alebinde %.7 lik bir arışa yol açmakadır. Parayı elde umanın fırsa maliyeini emsil eden faiz değişkeni ise, yine para alebi üzerinde beklenildiği gibi negaif ve % düzeyinde anlamlı bir ekiye sahip görünmekedir. Döviz kuru ise serve ekisi fikri ile uarlı bir şekilde para alebi üzerinde poziif ve % 5 düzeyinde anlamlı bir ekiye sahipir. Döviz kurunda görülen % düzeyindeki bir arış, reel para alebini %.3 oranında arırmakadır. Elde edilen bu sonuçlar Alınaş (8), Bahmani-Oskooee ve Karacal (6) ile Halıcıoğlu ve Uğur (5) arafından Türkiye için yapılan çalışmalarla uarlılık gösermekedir. C. Zayıf Dışsallık Tesi Uzun dönem ilişkisinin reel para arzına göre normalize edilmesinin doğruluğunun espii için, zayıf dışsallık (weak exogeneiy) esinin yapılması gereklidir. Zayıf dışsallık (weak exogeneiy) esi, uyum kasayılarının anlamlı olup-olmadığını sınamakadır. Eğer ilgili değişkenin uyum kasayısı anlamsız ise söz konusu değişken zayıf dışsal kabul edilmekedir. Bu durumda diğer değişkenlerden zayıf dışsal değişkene doğru bir uzun dönem ilişkisi mevcu değildir. Aksi halde, uyum kasayısı anlamlı olan değişken içsel bir değişkendir ve diğer değişkenlerden bu değişkene doğru bir uzun dönem ilişkisi mevcuur. Kısacası, uzun dönem (eşbüünleşme) ilişkisinin yönünün ayininde uyum kasayılarının anlamlı olup olmadığı (zayıf dışsallık esi) önem kazanmakadır. Ayrıca, zayıf dışsal değişkenler için haa düzelme modeli yazılamamakadır. Haa düzelme mekanizması zayıf dışsal değişkenler açısından işlememekedir. Zayıf dışsallık esi ve Granger nedensellik esi için 8a-8d Nolu haa düzelme mekanizması ahmin edilmişir. Zayıf dışsallık esi sonuçları Tablo e verilmişir. Δ ln M λ EC Δ lny λ EC ΔINT λ EC 3 = α u (8a) = α = α β Δ ln M i β Δ lny i u (8b) 3 3i u (8c) β ΔINT γ Δ lny i γ Δ ln M i γ Δ lny 3i δ ΔINT i i δ ΔINT δ ΔM 3i ϕ Δ ln EXC i ϕ Δ ln EXC i ϕ Δ ln EXC 3i

11 Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- ΔEXC λ EC = α u (8d ) β ΔEXC i γ Δ lny i δ ΔM i ϕ ΔINT i 8a-8d Nolu VEC mekanizmasında Δ, her bir değişkenin birinci dereceden farkını; i, gecikme sayısını;, zamanı; EC ise eşbüünleşme denkleminden elde edilen haa düzelme eriminin bir dönem gecikmeli değerini ve u ise oo korelasyonlu olmayan haa erimini gösermekedir. 8a-8d Nolu şekilde ifade edilen VEC mekanizması üzerinden gecikmeli fark ( Δ ) erimlerinin paramerelerine Granger nedensellik esi uygulandığında kısa dönem nedensellik ilişkilerinin yönü, λ şeklinde ifade edilen uyum paramerelerinin değerleri ise uzun dönem nedensellik ilişkisinin yönü hakkında bilgi vermekedir. Tablo e görüldüğü üzere, para alebinin uyum kasayısı negaif olup %5 düzeyinde anlamlıdır. Para alebine yönelik bir şokun %8 i birinci ayda gideriliyor demekir. Bir başka ifadeyle, reel para alebinin uzun dönem denge değerinden kısa dönemli sapma olduğunda faiz, kur ve reel gelir değişkenleri bu duruma negaif yönde ve anlamlı bir epki vermekedirler. Böylece gelir, faiz ve kur değişkenlerinden para alebine doğru bir uzun dönem nedenselliği mevcuur. Faiz değişkeninin uyum kasayısı ise negaif olup % düzeyinde anlamlılığa sahipir. Bu durumda faizin uzun dönem denge değerinden kısa dönemli sapmalar söz konusu olduğunda para alebi, kur ve reel gelir değişkenleri negaif yönde ve anlamlı bir epki gösermekedir. Ayrıca para alebi, kur ve reel gelir değişkenlerinden faize doğru bir uzun dönem nedenselliğinden de bahsedilebilir. Reel gelir ve kur değişkenlerinin ise uyum kasayıları anlamlı olmadığı için bu değişkenlerin uzun dönem denge değerlerinden göserdikleri sapmalar düzelilememekedir. Tablo : Zayıf Dışsallık Tesi Sonuçları Uyum Kasayıları λ -.8 değeri [-.96] λ -.7 değeri [-.] λ değeri [-3.39] λ -.77 değeri [-.77] 5

12 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Zayıf Dışsallık Tes İsaisikleri LR Tesi () χ λ λ λ 3 λ (5.979)**.853 (.)***.5 Olasılık değerleri No: *** ve ** sırasıyla % ve %5 anlamlılık düzeylerinde ilgili değişkenler için zayıf dışsallık sıfır hipoezinin reddedildiğini gösermekedir. Kısacası, zayıf dışsallık esi sonuçlarına göre reel para alebi ve faiz değişkenlerinin içsel oldukları, faka reel gelir ile döviz kuru değişkenlerinin zayıf dışsal oldukları sapanmışır. Reel para alebi değişkeninin içsel olması nedeniyle, (7) nolu denklem üzerinde ifade edilen normalizasyonun doğru olduğu söylenebilir. Aynı zamanda zayıf dışsal olan reel gelir ve döviz kuru değişkenleri için haa düzelme modeli yazılamamakadır. Bu nedenle, VEC mekanizmasının reel para alebi ve faiz değişkenleri üzerinden çalışığı söylenebilir. Kısa dönem ilişkileri sapamak üzere kullanılan Granger nedensellik esi sonuçları ise Tablo 5 üzerinde yer almakadır. Tablo 5: Vekör Haa Düzelme Granger Nedensellik Tes Sonuçları Bağımlı değişkenler Δ lnm Δ lny Δ INT Δ lnexc Δ lnm (.) 8.98(.).73(.5) Δ lny.55(.398) (.5) 5.67(.) Δ INT.98(.569) 5.8(.76) (.68) Δ lnexc 7.73(.) 3.8(.3).(.) No: Kısa dönem nedensellik sınaması için Wald esi olasılık değerleri yer almakadır. χ () değerleri ve paranez içerisinde Tablo 5 e göre, kısa dönemde reel gelir, faiz ve döviz kurundan reel para alebine doğru ek yönlü ilişki mevcuur. Ayrıca faizden döviz kuruna doğru da ek yönlü bir kısa dönem ilişkisi görünmekedir. Kısacası sonuçlar, hem kısa, hem de uzun dönemde faiz, kur ve reel gelir değişkenlerinin reel para alebinin önemli belirleyenleri olduğunu oraya koymakadır. Öe yandan Bahmani-Oskooee ve Bohl () ün beliriği üzere, eşbüünleşme ilişkisi, para alebinin isikrarı konusunda bilgi vermemekedir. Bu nedenle para alebinin isikrarlı olup olmadığının espiinde CUSUM ve CUSUMQ eslerine yer verilmelidir. Bu amaç doğrulusunda M reel para alebi denkleminin kararlılığını sınamak için Brown vd. (975) arafından gelişirilmiş olan CUSUM ve CUSUMQ esleri kullanılmışır. Bu esler paramerik olmayan nielike olup, ahmin edilen modelin ardışık kalınılarına uygulanmakadır (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 7). Haa erimlerine yönelik CUSUM esi 6

13 Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- isaisiklerinden elde edilen eğri, %5 anlamlılık düzeyine denk gelen kriik sınırlar arasında ise, ahmin edilen regresyonun paramerelerinin isikrarlı oldukları ifade edilebilir. Aynı süreç, ardışık arıkların karesini emel alan CUSUMQ için de söz konusudur. Bu nedenle M değişkeni için oluşurulan (8a) Nolu haa düzelme modeli ahmin edilerek, M reel para alebi denkleminin kasayılarının isikrarlı olup olmadıkları CUSUM ve CUSUMQ esleri ile incelenmiş ve sonuçlar Şekil üzerinde göserilmişir CUSUM 5% Significance Şekil : CUSUM ve CUSUMSQ Tesi Sonuçları Şekil e göre CUSUM esi sonucuna bakılarak M reel para alebi denkleminin paramerelerinin isikrarlı oldukları görülmekedir. Faka CUSUMSQ esi sonucu ise M reel para alebi denkleminin paramerelerinin isikrarlı olmadıklarını gösermekedir. Özele, Johansen eşbüünleşme esine göre, M reel parasal büyüklüğü ile reel gelir, faiz oranı ve döviz kuru arasında uzun dönem ilişkisi olduğu belirlenmişir. Ancak eşbüünleşme ilişkisi, para alebi fonksiyonunun kararlığı konusunda bilgi vermemekedir. Bu sebeple M reel para alebi denkleminin kararlılığını sınamak için CUSUM ve CUSUMQ eslerine başvurulmuşur. CUSUM esi sonuçları para alebinin isikrarlı olduğunu ifade ederken, CUSUMQ esi para alebinin isikrarlı olmadığını gösermişir. V. SONUÇ Türkiye önemli finansal yeniliklerin ve krizlerin yaşandığı gelişmeke olan bir ülkedir. Son yıllarda nispeen ekonomik bir isikrar sağlansa da küresel alanda yaşanan ekonomik çalkanılar, dış ülkelerle yoğun icari ve siyasi ilişkileri olan Türkiye yi de ekilemekedir. Bu koşullar alında karar alıcılar için, para poliikalarının ekin olup olmadığının belirlenmesi önem aşımakadır. Enflasyon hedeflemesini benimseyen Türkiye de, parasal büyüklükler ile para alebini belirleyen makroekonomik değişkenler arasında bir ilişkinin espi edilmesi ve bu ilişkinin kararlı olması, parasal büyüklüklerin ekin bir poliika aracı olacağına 7

14 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği işare edecekir. Bu durumda Merkez Bankasının, parasal büyüklükleri konrol ederek üreim ve enflasyonu isenilen seviyeye aşıyabilmesi mümkün olacakır. Bu çalışmada Türkiye de para alebinin belirleyenleri ve isikrarı 5:- : dönemi için aylık veriler kullanılarak Johansen eşbüünleşme esi ile sorgulanmakadır. Elde edilen bulgular, para alebini emsilen kullanılan M parasal büyüklüğü ile reel gelir, faiz oranı ve döviz kuru arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığını kanılamakadır. Ancak CUSUMSQ esi para alebi denkleminin kasayılarının kararlı olmadıklarını gösermekedir. Bu bulgular ışığında para alebinin isikrarlı olmadığı sonucuna varılmakadır. Bu nedenle M parasal büyüklüğünü referans alan bir para poliikasının ekin olamayacağı söylenebilir. KAYNAKÇA ACHSANI, N.A. (), Sabiliy of Money Demand in an Emerging Marke Economy: An Error Correcion and ARDL Model for Indonesia, Research Journal of Inernaional Sudies, 3, 5-6. AKINLO, A.E. (6), The sabiliy of money demand in Nigeria: An auoregressive disribued lag approac, Journal of Policy Modeling, 8, 5-5. ALTINTAŞ, H. (8), Türkiye de Para Talebinin İsikrarı ve Sınır Tesi Yaklaşımıyla Öngörülmesi: 985 6, Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 3, 5-6. ARANGO, S. ve M.I. NADIRI (98), Demand for Money in Open Economies, Journal of Moneary Economics, 7(), BAHMANI, S. (8), Sabiliy of he Demand for Money in he Middle Eas, Emerging Markes Finance and Trade, (), BAHMANI-OSKOOEE, M. (), How Sable is M Money Demand Funcion Sable in Japan?, Japan and World Economy, 3(), BAHMANI-OSKOOEE, M. ve M. KARACAL (6), The demand for money in Turkey and currency Subsiuion, Applied Economics Leers, 3(), BAHMANI-OSKOOEE, M. ve S. CHOMSISENGPHET (), Sabiliy of M money demand funcion in indusrial counries, Applied Economics, 3, BAHMANI-OSKOOEE, M. ve M. BOHL (), German moneary unificaion and he sabiliy of long run German money demand funcion, Economics Leers, 66, 3 8. BRUGGEMAN, A. (), The sabiliy of EMU-wide money demand funcions and he moneary policy sraegy of he European cenral bank, The Mancheser School, 68 (), 8-. BROWN, R.L., DURBIN, J. ve J.M. EVANS (975), Techniques for Tesing he Consancy of Regression Relaionships over Time, Journal of he Royal Saisical Sociey B, 37, BUCH, C.M. (), Money demand in Hungary and Poland, Applied Economics, 33(8), CHEN, S.L. ve J.L. WU (5), Long-run money demand revisied: evidence from a non-linear approach, Journal of Inernaional Money and Finance,, CZIRAKY, D. ve M. GILLMAN (6), Money Demand in an Eu Accession Counry: A VECM Sudy of Croaia, Bullein of Economic Research, 58(), 5-7. ÇATIK, A. N. (7), Yapısal Kırılma Alında Para Talebinin İsikrarı: Türkiye Örneği, İkisa İşleme ve Finans, (5), 3-3. DEADMAN, D. ve S. GHATAK (98) On he sabiliy of he demand for money in India, Indian Economic Journal, 9, -5. DEKLE, R. ve M. PRADHAN (999), Financial liberalizaion and money demand in ASEAN counries, Inernaional Journal of Finance and Economics, (3),

15 Yöneim ve Ekonomi / (3) 5- DICKEY, D.A. ve W.A. FULLER (979), Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo, Journal of he American Saisical Associaion, 7, 7 3. DICKEY, D.A. ve W.A. FULLER (98), Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo, Economerica, 9, FISHER, I.(9), The Purchasing Power of Money, New York, MacMillan Ld. FRIEDMAN, M. (956), The Quaniy Theory of Money: A Resaemen. M. Friedman (der.), Sudies in he Quaniy Theory of Money içinde,universiy of Chicago Press. GOLDFELD, S.M. (976), The case of missing money, Brooking Papers on Economic Aciviy, 3(976), GÖKTAŞ, Ö. (5), Teorik ve Uygulamalı Zaman Serileri Analizi, İsanbul: Beşir Kiabevi HALICIOĞLU F. ve M. UĞUR (5), On Sabiliy of he Demand for Money in a Developing OECD Counry: The Case of Turkey Global Business and Economics Review, 7(), 3-3. HAMORİ, S. ve A.TOKİHİSA (), Seasonal coinegraion and he money demand funcion: Some evidence from Japan. Applied Economics Leers, 8, pp JOHANSEN, S. (988), Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, (-3), 3-5. JOHANSEN, S. ve K. JUSELIUS (99), Maksimum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion-wih Applicaions o The Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 5(), 69. KALAYCI, Ş. (), Parasal Hedefleme, Enflasyon Hedeflemesi ve Enflasyonis Bekleyişler: Türkiye Ekseninde bir Değerlendirme, Süleyman Demirel Üniversiesi, İİBF Dergisi, 7(), 7-8. KOĞAR, Çigdem i. (995), Coinegraion Tes For Money Demand The Case For Turkey and Israel, The Cenral Bank of he Republic of Turkey Research Deparmen Discussion Paper No: 95. KUMAR, S. ve D.J. WEBBER (), Ausralasian money demand sabiliy:applicaion of srucural break ess, MPRA Paper No LUTKEPOHL, H. (7), Univariae Time Series Analysis, In H. Lükepohl ve M. Krazig (Ed), Applied Time Series Economerics, NewYork, Cambridge Universiy Press. MACKINNON, J.G. (996), Numerical Disribuion Funcions for Uni Roo and Coinegraion Tess, Journal of Applied Economerics,, NAGAYASU, J. (3), A re-examinaion of he Japanese money demand funcion and srucural shifs, Journal of Policy Modeling, 5, NARAYAN, P. K. (8), Revisiing he US money demand funcion: an applicaion of he Lagrange muliplier srucural break uni roo es and he bounds es for a long-run relaionship, Applied Economics, (7), OLUWOLE, O. ve A. O. OLUGBENGA (7), M argeing, money demand, and real GDP growh in Nigeria: Do rules apply?, Journal of Business and Public Affairs, (), -. ORDONEZ J. (3), Sabiliy and non-linear dynamics in he broad demand for money in Spain, Economics Leers, 78, ÖZDEMİR, K.A. ve M. SAYGILI (), Economic Uncerainy and Money Demand Sabiliy in Turkey, Cenral Bank of he Republic of Turkey, Working Paper, No:/5, Augus. PADHAN, P.C. (), Sabiliy of Demand for Money in India: Evidence from Moneary and Liquidiy Aggregaes, Inernaional Journal of Economics and Finance, 3(), 7-8. PAPADOPOULOS, A.P. ve G. ZIS (997), The demand for money in Greece: furher empirical resuls and policy implicaions, The Mancheser School, 65, POOLE, W. (97), The opimal choice of moneary policy insrumens in a simple macro model, Quarerly Journal of Economics, 8, RAMACHANDRAN, M. (), Do broad money, oupu, and prices sandfor a sable relaionship in India?, Journal of Policy Modeling, 6, 983 SAMRETH, S. (8), Esimaing Money Demand Funcion in Cambodia:ARDL Approach, MPRA Paper No

16 B. Özcan & A. Arı / Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği SEVÜKTEKİN, M. ve M. NARGELEÇEKENLER (7), Finansal Fakörlerin Reel Para Talebi Üzerindeki Rolü: Türkiye Örneği, Balıkesir Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, (8), 5-6. TANG, C.F. (7), The sabiliy of money demand funcion in Japan: Evidence from Rolling coinegraion approach MPRA Paper No TCMB (), Yılında Para ve Kur Poliikası, Ankara, hp:// TCMB, (6), Enflasyon Hedeflemesi Rejimi Kiapçığı, TCMB, Ankara. YILANCI, V. (), Türkiye de Para Talebi İsikrarlılığının Tesi: Kayan Pencerelerde Sınır Tesi Yaklaşımı, Dumlupınar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 33, 67-7.