TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI

Transkript

1 TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI Tayfur BAYAT ÖZ Bu çalışmada 2002M-20M5 dönemine ai aylık verilerle alernaif nominal vadeli mevdua faiz oranları ile ükeici fiya endeksi arasındaki ilişki Türkiye ekonomisi için Fisher (930) hipoezi bağlamında es edilmişir. Bu amaçla Dickey-Fuller (98) arafından gelişirilen doğrusal birim kök esi ile Seo (2006) arafından gelişirilen doğrusal olmayan eşbüünleşme esi uygulanmışır. Analiz sonucunda ele alınan dönemde dalgalı kur uygulaması ve enflasyon hedeflemesi sraejisi ile birlike rejim değişikliği olmadığı için Fisher ekisinin görülmediği sonucuna ulaşılmışır. Anahar Kavramlar: Fisher Ekisi, Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme, Enflasyon, Faiz Oranları FEASIBILITY OF FISHER EFFECT IN TURKEY: NONLINEAR COINTEGRATION APPROACH ABSTRACT In his sudy, i is aimed o invesigae relaionship beween alernaive nominal deferred deposi ineres raes and consumer price index in Turkey by using monhly daa belonging 2002M and 20M5 period in he conex of Fisher (930) hypohesis. Dickey-Fuller (98) uni roo es and Seo (2006) non-linear co-inegraion es are applied for his analysis. A he end of analysis, i can be inferred from resuls ha as here is no change in regime afer pracicing inflaion argeing sraegy and floaing exchange rae regime, here is no Fisher effec for Turkey in his period. Keywords: Fisher Effec, Nonliear Coinegraion, Inflaion, Ineres Raes Yard. Doç. Dr., İnönü Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. Makalenin kabul arihi: Nisan 202.

2 48 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss GİRİŞ Nominal faiz oranı ile enflasyon oranının ekileşimi ikisa lieraüründe sıkça arışılan konular arasındadır. Bu ekileşimin varlığının ve yönünün bilinmesi enflasyonla mücadele eden merkez bankalarına para poliikası uygulamaları açısından önemli avanaj sağlayacakır. Bununla birlike Fisher ekisinin geçerliliği finansal piyasaların ekinliği ve rasyonelliği açısından da önemlidir (Cappock, Poiras, 2000:8). Bu çalışmanın amacı 200 krizi sonrası Türkiye de dalgalı kur rejimi ve enflasyon hedeflemesi sraejisi alında uygulanan para poliikası çerçevesinde nominal vadeli mevdua faizleri ile ükeici fiya endeksi arasındaki ilişkiyi arışmakır. Eğer 200 krizi sonrası Türkiye ekonomisinde Fisher ekisi geçerli ise gelecek dönem enflasyon oranlarını ahmin emede nominal faizlerin önemli bir araç olacak olması çalışmanın önemini gösermekedir. Çalışmanın birinci bölümünde Fisher ekisinin eorik çerçevesi ve ikisa lieraüründe Fisher ekisini es eden çalışmalara yer verilecekir. Daha sonra Türkiye ekonomisinde Fisher hipoezinin es edilmesine yönelik olarak uygulanan ekonomerik meodoloji ve ampirik bulgular değerlendirilecekir. I.TEORİK ÇERÇEVE VE AMPİRİK LİTERATÜR Fisher ekisi; nominal faiz oranları ile beklenen enflasyonun, reel faiz oranını ekilemeden birlike hareke eiği emeli üzerine kuruludur. Fisher (930) arasında Amerika ve arasında İngilere ekonomilerinde kısa vadeli nominal hazine faiz oranları ve enflasyon oranları arasındaki ilişkiyi incelemişir. Çalışmasında uzun dönemli faiz oranları ile fiya değişmeleri arasındaki korelasyonu Amerika için 0.86 ve İngilere için 0.98 olarak poziif ilişki bulmuşur (Fisher, [930] 96: 83). Fisher (930) hipoezinde nominal faiz oranı i, reel faiz oranı r ile enflasyon beklenilerininπ oplamına eşiir (Fisher, [930] 96: 27); e e i = r + π () Fama (975) Fisher hipoezinde enflasyon beklenilerinin rasyonel bekleniler hipoezine dayandığınıπ e = π + ε ve haa eriminin normal dağılım göserdiği varsayımı ε iid(0, σ 2 ) alında hipoezin regrese edilmiş halini; i = β + βπ + ε (2) 0 olarak asarlamışır. Fisher hipoezi β = boş hipoeziyle enflasyon oranlarındaki bir değişimin bire bir olarak nominal faizleri değişirip değişirmediği üzerine kuruludur. 2 nolu ifade reel faizler ekilenmeden nominal faizler ile enflas-

3 Türkiye de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı 49 yon oranı arasında bir ekileşimin olduğunu gösermekedir. Bununla birlike eğer i ve π eşbüünleşik ve β < ise zayıf Fisher ekisi ve β = ise am Fisher ekisi vardır. Eğer değişkenler arasında eşbüünleşme ilişki yoksa nominal faizler ve enflasyonun emel bileşenlerinin farklı olduğu anlamına gelmekedir. Fisher ekisine yönelik ilk çalışmalar Cagan (956), Meiselman (962), Sargen (969), Fama (970) arafından enflasyon beklenilerinin ölçümüne yönelik zorluklardan ve rasyonel bekleniler-uyarlayıcı bekleniler hipoezleri yönelik arışmalarından dolayı proksy (vekil) değişken seçimine yönelik olmuşur. Fama (975) 953M5-97M6 dönemi Amerika Birleşik Devleleri nin (ABD) alı aylık hazine ahvil faizleri ile ükeici fiya endeksi arasındaki bire birlik ilişkiyi oraya koymuşur. Ancak Fama nın (995) kısa vadeli faizleri, enflasyon emel bileşenlerinden biri olarak gördüğü bu çalışma Carlson (977), Joines (977) ve Hess ve Bicksler (975) arafından gelecek dönemli enflasyon oranı ahminlerine yönelik olarak geçmiş dönemli enflasyon oranlarının kullanılması ve haa erimindeki mevsimsel ekilerden dolayı eleşirilmişir. Mishkin (992) ise bu arışmalar içersinde Fisher ekisinin, 953M5-990M0 dönemi aylık veriler ile ABD de enflasyon ve faiz oranlarının birim kök aşımadığı ve sokasik rend göserdiği durumlar için, geçerli olduğu sonucuna varmışır. Bununla birlike Wallace ve Warner (993) 948Q-990Q4 döneminde, Bonham (99) 955M-990M3 döneminde, Pelaez (995) 959Q-993Q4 döneminde ABD nin faiz oranları ile enflasyon oranları arasında poziif yönlü ilişki olmasına rağmen, değişkenler arasında Fisher ekisini göseren bire birlik ilişkinin olmadığını belirmişlerdir. OECD ülkelerine yönelik yapılan çalışmalarda Peng (995) döneminde Fransa, ABD ve İngilere için enflasyon ve faiz oranları arasında uzun dönemli ilişki olduğu, Almanya ve Japonya ekonomilerinde ise enflasyon beklenilerinin faiz oranları üzerinde zayıf bir ekisinin olduğu sonucuna ulaşmışır. MacDonald ve Murphy (989) 955 ve986 yılları arasında ABD, Belçika, Kanada ve İngilere için yapıkları analizde Fisher ekisinin olduğunu gösermişlerdir. Çalışmada örneklem periyodunu sabi kur ve dalgalı kur rejimlerinin uygulandığı dönemlere ayırdıklarında, sabi kur rejiminin uygulandığı dönemlerde ABD ve Kanada da değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin olduğunu, dalgalı kur rejiminin uygulandığı dönemlerde ise hiçbir ülkede Fisher ekisinin geçerli olmadığı sonucuna ulaşmışlardır. Yuhn (996) 974Q4-993Q2 döneminde ABD, Almanya ve Japonya da Fisher ekisinin geçerli olduğu, İngilere ve Kanada da ekinin geçerli olmadığı sonuçlarını elde emişir. Mishkin ve Simon (995) 962Q3 ve 993Q4 yılları arasında kalan döneme ai çeyreklik verileri kullanarak bu dönemde Avusralya için güçlü Fisher ekisinin olduğu, Du ve Ghosh (995) ise 979Q4-993Q2 döneminde Kanada ekonomisinde dalgalı kur rejimimn uygulandığı zamanlarda Fisher ekisinin geçerli olmadığı sonucuna ulaşmışlardır.

4 50 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss Gelişmeke olan ülkelerde Fisher ekisinin es edilmesine yönelik bir dizi çalışma bulunmakadır. Phylakis ve Blake (993) 970 li ve 980 li yıllarda hiper enflasyon sorunu yaşayan Arjanin, Brezilya ve Meksika için, Garcia (993) döneminde Brezilya için, Thornon (996) döneminde Meksika için yapıkları analizlerde Fisher ekisinin güçlü olduğu bulgusunu oraya koymuşlardır. Nam (993) 974Q-99Q2 döneminde Güney Kore ekonomisinde enflasyon ve faiz oranları arasındaki ilişki üsünde likidienin ekisinin olduğu, Zilberfarb (989) ise 980Q ve 988Q2 yılları arasındaki sekiz yıllık dönemde İsrail ekonomisinde Fisher ekisin kapsamında enflasyon ve arz şoklarının faiz oranları üzerinde ekisinin olduğuna dair ampirik kanılar elde emişir. Payne ve Ewing (997) Srilanka, Malezya, Singapur ve Pakisan ekonomilerinde güçlü Fisher ekisinin olduğunu, Arjanin, Fiji, Nijer ve Tayland ekonomilerinde ise Fisher ekisinin geçerli olmadığını savunmuşlardır. Ahmad (200) 97M2-2006M döneminde Pakisan da, 975M-2006M döneminde Hindisan ekonomisinde, 997M0-2006M döneminde Suudi Arabisan ekonomisinde, 997M0-2006M döneminde ise Kuvey ekonomisinde zayıf Fisher ekisinin olduğunu ifade emişir. Türkiye ekonomisinde Fisher ekisinin varlığına ilişkin yapılan çalışmalarda genel olarak ekinin geçerli olduğu sonucuna ulaşılmışır. Turgulu (2004) 978Q4-2003Q arası geçen dönemde opan eşya fiya endeksi baz alındığında ekinin görülmediği, ancak ükeici fiya endeksi baz alındığında ekinin var olduğu sonucuna ulaşmışır. Şimşek ve Kadılar (2006) 987Q-2004Q4 döneminde, Gül ve Açıkalın (2007) ise 990M-2007M2 döneminde Fisher ekisinin geçerli olduğu sonucuna varmışlardır. Yılancı (2009) ise 989Q-2008Q döneminde ekinin geçerli olmadığı sonucuna varmışır. II. VERİ SETİ VE AMPİRİK SONUÇLAR Bu çalışmada Türkiye ekonomisinin 2002M-20M5 dönemine ai Türkiye İsaisik Kurumundan (TUİK) elde edilen 2003 emel yıllı ükeici fiya endeksi (TÜFE) ve Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden (EVDS) elde edilen, 3, 6 ve 2 aylık ağırlıklandırılmış vadeli nominal mevdua faiz oranları kullanılmışır (). Değişkenlerde olabilecek değişen varyans sorununa karşı doğal logariması alınmışır.

5 Türkiye de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı 5 Tablo : Tanımlayıcı İsaisikler Değişkenler Aylık Vadeli Mevdua Faizleri 3 Aylık Vadeli Mevdua Faizleri 6 Aylık Vadeli Mevdua Faizleri 2 Aylık Vadeli Mevdua Faizleri Oralama Sandar Sapma Değişim Kasayısı Çarpıklık Basıklık Tükeici Fiya Endeksi No: Değişim kasayısı sandar sapmanın oralamaya oranlanması bulunmakadır. Ağırlıklandırılmış nominal vadeli mevdua faizlerine yönelik anımlayıcı isaisikler değerlendirildiğinde sandar sapma, değişim kasayısı ve çarpıklık krierlerine göre değerler birbirine yakın olsa da 2 aylık vadeli mevdua faizlerin de daha yüksek çıkmışır. Özellikle sandar sapma dikkae alındığında ve nispeen vade uzunluğu arıkça faizlerdeki dalgalanma armakadır. Tükeici fiya endeksi ise nominal vadeli mevdua faizlerinden daha küçük sandar sapma ve değişim kasayısı değerlerine sahipir. A. AUGMENTED (GENİŞLETİLMİŞ) DICKEY-FULLER (ADF) BİRİM KÖK TESTİ Geleneksel Dickey-Fuller (DF) esleri sadece birinci dereceden bir AR (auoregressive) sürecini emel alarak süreci yürüürler (Dickey, Fuller, 98: ). Tese p gecikme uzunluğu olmak üzere AR(p) modeli için; boş hipoezinde ARIMA(p,,0) ooregresif eşbüünleşik harekeli oralama (auoregressive inegraed moving average) sürecine karşılık alernaif hipoezde durağan ARIMA(p+,0,0) süreci es edilir (Cheung, Lai, 995:277). p Δ y = γ y + β i Δ y i+ + ε i= 2 p Δ y = c+ γ y + β i Δ y i+ + ε i= 2 ε WN(0, σ 2 ) (3) ε WN(0, σ 2 ) (4) p Δ y = c+ γ y + δ 2 + β i Δ y i+ + ε ε WN(0, σ 2 ) (5) i= 2

6 52 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss deki regresyon sabi erimsiz ve rend değişkeninin olmadığı modeli, 4 deki regresyon sadece sabi erimin dahil edildiği modeli, 5 deki regresyon sabi erim ve rend değişkeninin dahil edilen modeli ifade emekedir. Tes süreci γ değişkeninin birden küçük olup olmaması üzerine kuruludur. Birim kök esi sonucunda boş hipoezin reddi diğer bir ifadeyle alernaif hipoezin kabul edilmesi y serisinin birim kök aşımadığı ve durağan olduğu sonucuna ulaşırır. Serinin düzey değerinde durağan olması I(0), birinci farkında durağan olması I() ile ifade edilmekedir. Dickey-Fuller (979) ADF esinin limi dağılımlarını üremiş ancak MacKinnon (99,996) sonlu örneklemler için kriik değerleri elde emişir. Tablo 2: ADF Birim Kök Tesi Sonuçları (2) Değişkenler Düzey Değeri Birinci Fark Sabisiz Sabili Sabi+Trend Sabisiz Sabili Sabi+Trend TÜFE ()* ()* () (0)* (0)* (0)* Aylık V. M. F. 3 Aylık V. M. F. 6 Aylık V. M. F. 2 Aylık V. M. F (2) (2) (2) ()* 3.64 ()* ()* -.8 () () () (0)* (0)* (0)* () () () (0)* (0)* (0)* -.86 () () () (0)* (0)* (0)* No: Paranez içindeki değerler SIC krierine göre seçilen gecikme uzunluklarını ve gecikme uzunluklarının sıfır olması durumunda Dickey-Fuller es sonuçlarını gösermekedir.* ile göserilen değerler durağanlık derecelerini gösermekedir. ADF esi için %5 güven aralığında Mac Kinnon (996) kriik değerleri sabi erimsiz model için , sabi erimli model için , sabi erim ve rendli model için ür. Serilerin durağanlığı için y serisinin ahmin edilen τ (au) isaisik değerinin MacKinnon (996) ablo değerinden mulak değer içinde büyük olması ) gerekmekedir. Tablo 2 de yer alan sonuçlara göre analiz kapsamında ( τ >τ h ele alınan serilerden ükeici fiya endeksinin sabi erim ve rendli modelinde ve diğer değişkenlerin amamında düzey değerleri birim kök aşımaka, ancak birinci farkları alındığında durağan olmakadır. B. SEO (2006) DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ Uzun dönem denge üzerinde doğrusal olmayan uyarlanmaları ilk olarak Balke ve Fomby (997) ve daha sonra Baum ve Karasulu (998), Enders ve Falk (998), Obsfeld ve Taylor (997), Taylor (200), Lo ve Zivo (200) ara-

7 Türkiye de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı 53 fından oraya konulmuşur. Geleneksel eşbüünleşme esleri değişkenlerin üm dönem boyunca uzun dönem ilişkisi üzerine verdiği doğrusal uyarlanmaları göserir (Eseve, Pras, 200:406, Enders, 2009:48). Balke ve Fomby (997) eşbüünleşme vekörünün bilindiği durumlar için Hansen nin (996) ele aldığı ek değişken için yapılan esleri haa düzelme erimini kullanarak gelişirmişir. Hansen ve Seo (2000, 2002) ise doğrusal olmayan eşbüünleşme lieraürüne kakısı bu modellerin çok değişkenli ve eşbüünleşme vekörünün bilinmediği durumlar için olmuşur. Hansen ve Seo (2002:294) ise haa düzelme erimi üzerindeki hreshold (eşik) ekisi ve ek eşbüünleşme vekörü için haa düzelme modelini (Vecor Error Correcion, VEC) gelişirmişir. Seo (2006) ise supw isaisikleri yardımı ile boş hipoezde doğrusal eşbüünleşme ilişkisinin olmadığı, alernaif hipoezde ise doğrusal olmayan eşbüünleşme ilişkisinin olduğu esi gelişirmişir. Buna göre; φ( L) Δ x = α z I{ z γ } + α z I{ z > γ } + μ+ ε 2 2 (6) şeklindeki iki rejimli Band-TVECM modelinde =,..., n, μ sabi erim, φ( L) ifadesi q. dereceden çok erimli gecikme operaörü olmak üzere q φ( L) = I φl... φql şeklindedir. Haa düzelme erimi z = xβ bilinen eşbüünleşme vekörü β için geçerlidir. Eğer eşik parameresi γ = ( γ, γ2) de γ = γ ise daha açık bir ifade ile; 2 β + β z + ε eğer z γ 0 i Δ x + φx + φ2x φqx q = β20 + β2iz + ε2 eğer z > γ (7) şeklinde yazılabilir. Analizde ele alınan değişkenlere uyarlamak amacıyla z i = β β βi + β2π = ise αz = β2i + β22π olarak TVAR, i 2, i π ve αi β2, i β22, i modeli bulunur. Böylece modelde z - in geçiş parameresi γ nın alında veya üsünde olmak üzere iki farklı rejime ai paramereler oluşur. Modelde boş hipoez H0: α = α2 = 0olarak doğrusal eşbüünleşme olmadığını göserir (Seo,2006:3-32). Nominal vadeli faiz oranı ve enflasyon oranı arasındaki eşik değerli haa düzelme modeli (TVECM) kısa dönemli dengesizlikleri göseren eşik değerli vekör ooregresyon (TVAR) modeline haa düzelme eriminin eklenmesi ile elde edilir.

8 54 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss p p α,0 + α,i i i+ α,2iπ i+ ω, ECT + ε, π d> γ i= i= i = p p α 2,0 + α2, i i i+ α2,2iπ i+ ω,2ect + ε2, π d γ i= i= 8) ε, haa erimi, ECT uzun dönem dengede - periyodu için haa düzelme erimi, ω, ve ω,2 haa düzelme erimi kasayılarıdır. Seo (2006:32) boş hipoezde doğrusal eşbüünleşme olmadığını, alernaif hipoezde doğrusal olmayan eşbüünleşme olduğunu es emek amacıyla normallik varsayımı alında LR isaisikleri asimpoik olarak supw eşi olduğu için supremum Wald esi kullanmışır. Geçiş parameresi γ yı en küçük kareler yönemi aracılığı ile; Δ x = ˆ α ( γ) z I{ z γ } + ˆ α ( γ) z I{ z > γ } 2 + ˆ( μ γ) + ˆ φ ( γ) Δ x ˆ φ ( γ) Δ x + ˆ ε ( γ) q q (9) olarak γ ahmini; n ˆ Σ ( γ ) = ˆ ε ( ) ˆ γ ε( γ) n = (0) bulunur (Seo, 2006:32). Maris noasyonu ile = (, 2) ve Zγ = ( z I{ z γ}, z I{ z > γ 2}) ve ε ve M sabi erimin orogonal uzayı ve gecikme erimleri Δx,..., Δx qolmak üzere H0: α = α2 = 0 şeklindeki boş hipoezi es emek için Wald esi; A α α ˆ ˆ ˆ W( γ) = vec( A( γ)) var( vec( A( γ))) vec( A( γ)) n =vec((zm Z ) (Z M Z ))[(Z M Z ) Σ ˆ( γ)] vec(( Z M Z ) ( Z ε)) γ γ γ γ γ γ γ γ ˆ 2 { } ˆ 2 ZM γ Σ ε γ ZM γ Zγ ZM γ Σ ε γ =r ( ( ) )( ) ( ( ) ) ( ) emel alınarak supw isaisiği; sup n sup W = W ( γ ) olarak bulunur. γ Γ (4)

9 Türkiye de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı 55 Tablo 3: Tükeici Fiya Endeksi ile Alernaif Mevdua Faizlerinin Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Tes Sonuçları Aylık Vadeli Mevdua Faizleri 3 Aylık Vadeli Mevdua Faizleri 6 Aylık Vadeli Mevdua Faizleri 2 Aylık Vadeli Mevdua Faizleri Boosrap Kriik Değerleri SupW 90% 95% 97.5% 99% [0.72]* [0.84]* [0.97]* [0.93]* No: * es isaisiklerinin olasılık değerlerini gösermekedir. Trim değeri 0.0, boosrap sayısı 000 alınmışır. Tablo 3 de ükeici fiya endeksi ile alernaif mevdua faizleri arasında Seo (2006) doğrusal olmayan eşbüünleşme esi sonuçları yer almakadır. Hem supw es isaisiği boosrap süreci ile hesaplanan kriik değerlerle karşılaşırıldığında hem de olasılık değerleri göz önüne alındığında her bir vadeli mevdua faizi ile ükeici fiya endeksi arasında doğrusal olmayan eşbüünleşme ilişkisinin yer aldığı alernaif hipoezin reddedildiği görülmekedir. SONUÇ Uzun yıllardan beri kronik enflasyon problemi yaşayan Türkiye ekonomisinde 2002 yılı iibariyle enflasyon hedeflemesi sraejisi uygulanmaya başlamışır. Bu çalışmada hedefleme sraejisinin başladığı dönemden günümüze kadar geçen sürede Fisher ekisinin geçerliliği incelenmişir. Bu amaçla Genişleilmiş Dickey-Fuller (98) birim kök esi ve Seo (2006) doğrusal olmayan eşnüünleşme esi uygulanmışır. Nominal vadeli mevdua faiz oranları ile enflasyon arasında uzun dönemli doğrusal olmayan bir ilişki bulunamamışır. Bu sonuç enflasyon hedeflemesi sraejisiyle para poliikasının emel hedefinin fiya isikrarı olması, enflasyonu düşürmeye yönelik para poliikası uygulamalarının uzun dönemde nominal faiz oranları üzerinde doğrusal olmayan bir eki olmadığını gösermekedir. Tam ersi bir ifade ile nominal faiz oranlarındaki herhangi bir değişmede enflasyon hedeflemesi sraejisinin bir ekisi yokur. Dolaysıyla Yılancı nın (2009) çalışmasında bulduğu sonuçlarla birlike düşünüldüğünde 2002 yılından iibaren uygulanan para poliikalarında herhangi bir rejim değişikliği bulunmamakadır. Peng e (995) göre Almanya ve Japonya örneklerinde görüldüğü gibi güçlü ani-enflasyonis poliikalar nominal faizlerle enflasyon arasındaki ilişki zayıflamaka, Fisher ekisinin gücünü azalmakadır. Konuya dalgalı kur rejimi uygulayan ülkelerde nominal faizler ve enflasyon arasındaki ilişki açısından bakıldığında MacDonald ve Murpy nin (989) ABD, İngilere,

10 56 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss Belçika ve Kanada için yapıkları çalışma, Du ve Ghosh un (995) Kanada için buldukları sonuçlarla örüşmekedir. İleriye yönelik olarak yapılabilecek çalışmalar için Million (2004) arafından ele alınan yumuşak geçişli ooregresif modeller (STAR) kullanılarak Fisher ekisinin daralma ve genişleme dönemlerinde geçerliliği es edilmesi önerilebilir. NOTLAR () Mevdua faiz oranlarında, bankaların vadeler iibariyle ilgili ay içinde uygulayacağını bildirdiği azami faiz oranlarının mevdua uarları ile gün sayısına göre ağırlıklandırılarak hesaplanmış oralamaları alınmakadır (TCMB). (2) Haa erimlerine doğrusal olmayan eşbüünleşme esi uygulandığı için değişkenlerin durağanlık derecelerini bulmak amacıyla Kapeanios vd. (2006) çalışmalarında önerdikleri gibi Genişleilmiş Dickey-Fuller doğrusal birim kök esi sonuçlarına yer verilmişir.

11 Türkiye de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı 57 KAYNAKÇA AHMAD, Shabbir; (200), The Long Run Fisher Effec in Developing Counries, Sudies in Economics and Finance, 27 (4), pp BALKE, Nahan and Thomas FOMBY; (997), Threshold Coinegraion, Inernaional Economic Review, 38, pp BAUM, Chrisopher and Mehme KARASULU; (998), Modelling Federal Reverve Discoun Policy, Compuaional Economics,, pp BONHAM, Carl; (99), Correc Coinegraion Tes of he Long Run Relaionship Beween Nominal Ineres Rae and Inflaion, Applied Economics, 23, pp CAGAN, Phillip; (956), The Monear Dynamics of Hyper Inflaion, in M. Friedman (ed.) Sudies in he Quaniy Theory of Money, Chicago: Universiy of Chicago Press. CARLSON, Julie; (997), Shor Term Ineres Raes as Predicors of Inflaion: Commen, American Economic Review, 67, pp CHEUNG, Yin-Wong and Kon LAI; (995), Lag Order And Criical Values of he Augmened Dickey-Fuller Tes, Journal of Business and Economics Saisics, 3 (3), pp DICKEY, David and Wayne FULLER; (979), Disribuion Of The Esimaors For Auoregressive Time Series Wih A Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, pp DICKEY, David and Wayne FULLER; (98), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica, 49, pp DUTT, Swama and Dipak GHOSH; (995), The Fisher Hypohesis: Examining he Canadian Experience, Applied Economics, 27, pp ENDERS, Waler and Barry FALK; (998), Threshold-Auoregressive, Median-Unbiase and Coinegraion Tess of Purchasing Power Pariy, Inernaional Journal of Forecasing, 4, pp ENDERS, Waler; (2009), Applied Economeric Time Series, Third Ediion, New York: McGraw Hill. ESTEVE, Vicene; Manuel IBANEZ and Maria PRATS; (200); The Spanish Term Srucure of Ineres Raes Revisied: Coinegraion wih Muliple Srucural Breaks, , Economia Aplicada II, Working Paper No , pp. 23.

12 58 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss FAMA, Eugene; (970), Efficien Capial Markes: A Review of Theory and Emprical Work, Journal of Finance, 25, pp FAMA, Eugene; (975), Shor Term Ineres Raes as Predicors of Inflaion, American Economic Review, 65, pp FISHER, Irwing; [930] (96), The Theory of Ineres, New York: Macmillan. GARCIA, Marcio; (993), The Fisher Effec in a Signal Exracion Framework: The Recen Brazilian Experience, Journal of Developmen Economics, 4, pp GÜL, Ekrem and Sezgin AÇIKALIN; (2007), An Examinaion of he Fisher Hypohesis: The Case of Turkey, Applied Economics, 99 (), pp HANSEN, Bruce; (996), Inference When a Nuisance Parameer is No Idenified Under he Null Hypohesis, Economerica, 57, pp HANSEN, Bruce and Myunghwan SEO; (2002), Tesing For Two-Regime Threshold Coinegraion in Vecor Error-Correcion Models, Journal of Economerics, 0, pp HESS, Parick and James BICKSLER; Capial Asse Prices Versus Time Series Model as Predicors of Inflaion: The Expeced real Rae of Ineres and Marke Efficiency, Journal of Financial Economics, 2, pp JOINES, Douglas; (977), Shor Term Ineres Raes as Predicors of Inflaion: Commen, American Economic Review, 67, pp KAPETANIOS, George; Yongcheol SHIN and Andy SNELL; (2006), Tesing for Coinegraion Nonlinear Smooh Transiion Error Correcion Models, Economeric Theory, 22, pp LO, Ming Chien and Eric ZIVOT; (200), Threshold Coinegraion and Nonlinear Adjusmen o he Law of One Price, Macroeconomic Dynamics, 5, pp MACDONALD, Ryan and Parick MURPHY; (989), Tesing for he Long Run Relaionship Beween Nominal Ineres Rae and Inflaion Using Coinegraion Techniques, Applied Economics, 2, pp MACKINNON, James; (99), Criical Values For Coinegraion Tess in Long-Run Economic Relsionships, New York Oxford Universiy Press, pp MACKINNON, James; (996), Numerical Disribuion Funcions for Uni Roo and Coinegraion Tess, Journal of Applied Economerics,, pp

13 Türkiye de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı 59 MEISELMAN, David; (962), The Term Srucure of Ineres Raes, New Jersey: Prenice-Hall. MISHKIN, Frederic; (992) Is he Fisher Effec or Real? A Reexaminaion of he Relaionship Beween Inflaion and Ineres Rae, Journal of Moneary Economics, 30, pp MISHKIN, Frederic and John SIMON; (995), An Emprical Examinaion of he Fisher Effec in Ausralia, NBER Working Paper, No:5080. NAM, Joo-Ha; (993), The Liquidiy, Income and Fisher Effecs of Money on Ineres: The Case of Developing Counry, Seoul Journal of Economics, 6, pp OBSTFELD, Maurice and Alan TAYLOR; (997), Nonlinear Aspecs of Goods Marke Arbirage and Adjusmen: Heckscher s Commodiy Poins Revisied, Journal of Japanese and Inernaional Economies,, pp PAYNE, James and Bradley EWING; (997), Evidence from Lesser Developed Counries on he Fisher Hypohesis: A Coinegraion Analysis, Applied Economics Leers, 4, pp PELAEZ, Rolando; (995), The Fisher Effec: Reprise, Journal of Macroeconomics, 7, pp PENG, Wensheng; (995), The Fisher Hypohesis and Inflaion Persisence Evidence From Five Major Indusiral Counries, IMF Working Paper No. 95/8. PHYLAKTIS, Kae and David BLAKE; (993), The Fisher Hypohesis: Evidence from Three High Inflaion Counries, Welwirschafliches Archiv, 29, pp SARGENT, Thomas; (969), Commodiy Price Expecaions and he Ineres Rae, in W.E. GIBSON and G.G. KAUFMAN (ed.), Moneary Economics: Readings on Curren Issues, New York: MacGraw Hill. SEO, Myunghwan; (2006), Boosrap Tesing for he Null of No Coinegraion in a Threshold Vecor Error Correcion Model, Journal of Economerics, 34 (), pp ŞİMŞEK, Muammer ve Cem KADILAR; (2006), Fisher Ekisinin Türkiye Verileri ile Tesi, Doğuş Üniversiesi Dergisi, 7 (), ss. 99. TAYLOR, Alan; (200), A Cenury of Purchasing Power Pariy, Review of Economics and Saisics, 84, pp TURGUTLU, Evrim; (2004), Fisher Hipoezinin Tuarlılığının Tesi: Parçalı Durağanlık ve Parçalı Koenegrasyon Tesi, Dokuz Eylül Üniversiesi İİBF Dergisi, 9 (2), ss

14 60 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 38, Haziran-Aralık 20 ss WALLACE, Myles and John WARNER; (993), The Fisher Effec and he Term Srucure of Ineres Raes: Tess of Coinegraion, Review of Economics and Saisics, 75, pp YILANCI, Veli; (2009), Fisher Hipoezinin Türkiye için Sınanması: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Analizi, Aaürk Üniversiesi İİBF Dergisi, 23 (4),ss YUHN, Ky-Hyang; (996), Is he Fisher Effec Robus? Furher Evidence, Applied Economics Leers, 3, pp ZILBERFARB, Ben-Zion; (989), Ineres Rae Deerminaion in a High Inflaion Economy, Journal of Macroeconomics,, pp