Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, Sayı 33, Ağustos

Transkript

1 Dulupınar Üniversitesi Sosyal Bililer Dergisi, Sayı 33, Ağustos TÜRKİYE DE PARA TALEBİ İSTİKRARLILIĞININ TESTİ: KAYAN PENCERELERDE SINIR TESTİ YAKLAŞIMI Veli Yılancı, Arş.Grv., İstanbul Üniversitesi, İktisat Fakültesi, Ekonoetri Bölüü, ÖZET: Bu çalışada, 1989: :02 döneleri arasındaki üçer aylık verilere, sınır testi ve kayan pencerelerde sınır testi yönteleri uygulanarak, Türkiye için para talebi fonksiyonunun istikrarlı olup oladığı araştırılıştır. Literatürde yer alan diğer çalışalardan farklı olarak para talebi fonksiyonuna hisse senedi fiyatlarının da eklenesiyle dışlanış değişken sorununun üstesinden gele aaçlanıştır. Elde edilen sonuçlar inceleeye konu olan zaan diliinde para talebinin istikrarlı oladığını gösterektedir. Bu duru erkez bankasının para politikası aracı olarak M2 para arzını kullanasının etkin olayacağını gösterektedir. Anahtar Keliler: Para politikası, para talebi, sınır testi, kararlılık. TESTING THE STABILITY OF MONEY DEMAND IN TURKEY: EVIDENCE FROM ROLLING BOUNDS TEST ABSTRACT: This epirical study investigates the stability of the oney deand function in Turkey fro 1989:Q1 to 2011:Q2 by eploying bounds test and also rolling bounds test approaches. Unlike the previous studies, we also add the stock prices to the oney deand function to overcoe the excluded variables proble. The results we obtained show that the oney deand function is instable in the analysis period, thus the central bank should not use the M2 broad oney supply as a onetary policy instruent. Keywords: Monetary policy, oney deand, bounds test, stability. GİRİŞ Başlıca dört aaçla 1 yapılan para talebi ile para talebinin belirleyicileri 2 arasındaki ilişki olarak tanılanabilecek para talebi fonksiyonunun istikrarlı olası, erkez bankaları tarafından uygulanan para politikalarının başarılı olası için bir önkoşul olarak değerlendirilektedir (Hacker ve Hatei-J, 2005). İstikrarlı bir para talebi fonksiyonu, para arzının enflasyon ve benzeri değişkenler üzerindeki etkisini tahin edilebilir kıldığı için (Halıcıoğlu ve Uğur, 2005) para talebi fonksiyonunun istikrarlı olası halinde ülkeler iktisadi durgunluğu ortadan kaldırak ya da enflasyonla ücadele edebilek için para arzları üzerinde değişiklik yapabilirler (Bahani, 2008). Bunun yanı sıra, para talebi fonksiyonunun istikrarlılığı erkez bankasının faiz oranları ya da para arzı hedefleesi gibi para politikası araçları arasında seçi yapabilesi konusunda da yardıcı olaktadır. Para talebi fonksiyonu, finansal işlelerdeki oynaklık, teknolojik değişiler ile hane halkı risk toleransını etkileyen deografik değişiler ve tercihlerdeki değişiler gibi nedenlerle istikrarsız bir hale gelebilir (Duca, 1995). Bu istikrarsızlık, parasal büyüklüklerin, enflasyon ve reel ekonoiden ayrıştığını gösterektedir. Bu duruda ise erkez bankasının uygulayacağı para politikası için kullanacağı para büyüe verisinin yararlılığı ve bilgi kapsaı zayıflar (Nautz ve Rondorf, 2011). 1 İşle, ihtiyat ve spekülatif ve aynı zaanda varlık aaçlı. 2 Genellikle gelir ile parayı tutanın alternatif aliyetlerinin içinde bulunduğu değişkenler.

2 68 DPUJSS, Nuber 33, August 2012 Para talebinin, he gelişiş he de gelişekte olan ülkelerde istikrarlı olup oladığını test eden birçok çalışa bulunaktadır. Bu çalışaların birçoğu, para talebi fonksiyonunda yer alan değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisini araış ve olası ilişkinin uzun döneli kararlı bir ilişkinin işareti olduğunu ifade etişlerdir. Fakat Bahani (2008) tarafından da belirtildiği gibi eşbütünleşe ilişkisinin varlığı para talebi fonksiyonunun kararlılığını göstereektir. İstikrarlılığın testi için Brown vd. (1975) tarafından literatüre kazandırılan CUSUM veya CUSUMSQ gibi kararlılık testlerini de yapak gerekektedir. Literatürde, Türkiye nin para talebi istikrarlılığını test eden birçok çalışa evcuttur. Balaylar ve Duygulu (2004) döneini inceledikleri çalışalarında, para talebi ile belirleyicileri arasında uzun döneli bir ilişki oladığını ortaya koyuşlardır. Çatık (2007) serilerde ve seriler arasındaki ilişkide yapısal değişeleri dikkate alan biri kök ve eşbütünleşe analizlerinden faydalanarak, 1988: :04 arası üçer aylık verilerle reel para talebi ile reel gelir ve faiz oranları arasında uzun döneli bir ilişki oladığı sonucunu elde etiştir. Bahani-Oskooee ve Karacal (2006) 1987: :06 arası aylık verileri kullanarak sınır testinin yanı sıra CUSUM ve CUSUMSQ testleri ile Türkiye de para talebinin kararlı olduğu sonucunu elde etişlerdir. Alıcı (2007) standart biri kök ve eşbütünleşe testleriyle dönei için üçer aylık verilerle para talebi ve belirleyicileri arasında uzun döneli bir ilişki oladığını ifade etiştir. Altıntaş (2008) 1985: :04 arası üçer aylık verileri kullanarak sınır testi yaklaşııyla para talebi ile reel gelir, faiz oranı ve döviz kuru arasında uzun döneli bir ilişki var olduğunu, uygulaış olduğu CUSUM ve CUSUMSQ testleri ile ise bu ilişkinin kararlı olduğunu ifade etiştir. Bu çalışayı, Türkiye için yapılış olan bahsi geçen diğer çalışalardan ayıran teel olarak iki öneli nokta bulunaktadır. Öncelikle, Baharushah vd. (2009) un çalışası izlenerek, para talebi fonksiyonuna hisse senedi fiyatlarını eklee yoluyla dışlanış değişken sorunu ortadan kaldırılıştır. İkinci olarak ise Tang ve Lean (2011) tarafından geliştiriliş olan kayan pencerelerde sınır testi yaklaşıı kullanılarak, para talebi fonksiyonunun hangi dönelerde istikrarsız olduğu tespit ediliştir. Çalışanın planı şu şekilde kurgulanıştır: Çalışanın ikinci kısında, para talebi odeli için kullanılacak teorik odel ve veri seti hakkında bilgi verilecek, üçüncü kısıda ekonoetrik teori anlatılacak, dördüncü kısıda uygulaa sonuçlarına yer verildikten sonra çalışa, sonuç ve değerlendire kısı ile sona erdirilecektir. TEORİK MODEL VE VERİ SETİ Bu çalışada kullanılacak olan para talebi odeli aşağıdaki gibidir: ln 2 ln ln (1) t 0 1 rgsyiht 2 ft 3 hf t u t Bu odelde yer alan ln ilgili serinin doğal logaritasının alındığını gösterektedir. rgsyih t ; 2005 baz yıllı evsisel etkilerden arındırılış reel gayri safi yurtiçi hasılayı, 2 t ; 2005 baz yıllı GSYİH deflatörüyle deflate ediliş olan reel M2 para talebini, f t ; üç ay vadeli ağırlıklandırılış evduat faiz oranını, hf t ise İMKB100 endeksi kapanış fiyatlarını gösterektedir. Çalışada kullanılan veri seti, çeyrek yıllık olup 1989: :02 arasını kapsaaktadır. Veri seti, Türkiye Cuhuriyeti elektronik veri dağıtı sistei ile IMF nin e-library Data sisteinden tein ediliştir. Model 1 de, diğer parasal büyüklerin yerine reel M2 para talebinin dikkate alınasının nedeni, M2 para talebinin diğer parasal büyüklüklere göre finansal yenilikleri ve aynı zaanda piyasalardaki değişeleri daha iyi

3 Dulupınar Üniversitesi Sosyal Bililer Dergisi, Sayı 33, Ağustos yansıtasıdır (Altıntaş, 2008). GSYİH, iktisadi faaliyetle ilişkili olan işlelerin ölçüünün tahini olan ölçek değişken olarak (Srira, 2001), kısa döneli faiz oranı ise parayı tutanın fırsat aliyeti olarak odele dahil ediliştir. Hisse senedi fiyatlarında eydana gelen bir değişe, para ile karşılaştırıldığında daha çekici bir yatırı aracı olduğundan, servette eydana gelen bir artışla birlikte ilave paranın bir kısı likit araçlarda stoklanak istenektedir. Bu nedenle para talebi fonksiyonuna ayrıca hisse senedi fiyatları da ilave ediliştir (Baharushah vd., 2009). EKONOMETRİK YÖNTEM Bu çalışada öncelikle, Peseran ve Pesaran (1997) ile Pesaran vd. (2001) tarafından literatüre kazandırılış olan eşbütünleşe analizine sınır testi yaklaşıı kullanılacaktır. Bu testi, odelde kullanılacak değişkenlerin düzeyinin veya birinci farklarının durağan olup-olaasına bağlı oladan uygulaak ükündür. Bu sebeple sınır testini uygulaadan önce değişkenlerin durağanlık ertebelerini belirleeye gerek yoktur. Fakat kritik değerler, değişkenlerinin I(0) ya da I(1) olasına göre tablolaştırıldığından, serilerin I(2) ola ihtialine karşı durağanlıklarının sınanası gerekektedir. Öte yandan, sınır testi küçük örneklerde Johansen ve Engle-Granger testlerine göre daha güvenilir sonuçlar verektedir (Narayan ve Narayan, 2005). Değişkenler arasındaki uzun döneli ilişkiyi sınır testiyle sınaak için kullanılan odelin çalışaıza uyarlanış şekli aşağıdaki gibidir: ln 2 ln 2 ln rgsyih t 0 1i ti 2i i1 i0 f ln hf ln 2 (2) 3i ti 4i ti 5 t 1 i0 i0 ln rgsyih f ln hf e 6 t1 7 t1 8 t1 t ti Modelde yer alan, birinci dereceden farkları gösterektedir. Bahani-Oskooee ve Goswai (2003) yaptıkları çalışada sınır testi için kullanılan F testinin, gecike uzunluğuna karşı duyarlı olduğunu ortaya koyuşlardır. Bu sebeple eşbütünleşe ilişkisinin varlığını sınaak aacıyla, öncelikle Model 2 de kullanılan farkı alınış değişkenlerin gecike uzunluğunu gösteren değerine karar verek gerekektedir. Bu aaçla literatürde Akaike ve Schwarz gibi bilgi kriterleri kullanılaktadır. Uygun gecike uzunluğunun belirlenesinden sonra ilgili değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisi oladığını gösteren teel hipotez Model 2 de yer alan bağılı ve bağısız değişkenlerin düzey değerlerinin bir döne gecikeli değerlerinin anlalılığının sınanasıyla test edilebilir. Burada test edilen teel hipotezin çalışaıza uyarlanış hali aşağıdaki gibidir:

4 70 DPUJSS, Nuber 33, August 2012 H : Bu hipotezi test etek için kullanılan standart F istatistiği, odele dahil edilen değişkenlerin I(0) veya I(1) olup olaasına, değişken sayısına, odelin sabit teri veya trend içerip-içereesine ve örnek boyutuna bağlı olarak standart olayan bir dağılıa sahiptir (Narayan, 2005). Bu sebeple ilgili kritik değerler Pesaran vd. (2001) tarafından tablolaştırılıştır. Küçük örnekler için kullanılacak kritik değerlere ise Narayan (2005) ın çalışasından ulaşak ükündür. Bu çalışaların yanı sıra, uygun kritik değerler örnek büyüklüğüne bağlı olarak Turner (2006) in çalışasında yer alan tahin ediliş yüzey tepki değerleri sayesinde de elde edilebilektedir. Turner (2006) in çalışasından faydalanarak, örnek büyüklüğüne göre uygun kritik değerleri şu şekilde hesaplaak ükündür: Ci 1 2 p Burada 0 T T 2 T örnek büyüklüğünü, 0 asiptotik kritik değeri, 1 ve 2 ise yüzey tepki katsayılarını gösterektedir. Ci p, % p. kantil için yüzey tepki kritik değeridir. Kritik değerler için bahsi geçen çalışalarda değişkenlerin taaen I(0) veya I(1) olalarına göre sınırlar veriliştir. Eğer hesaplanan F istatistiği bu iki sınırın dışındaysa değişkenlerin arasında uzun döneli bir ilişki olup-oladığına dair bir çıkarıda bulunak ükün olaktadır. Şöyle ki; eğer hesaplanan F istatistiği kritik değerlerin üst sınırından daha büyükse, değişkenler arasında eşbütünleşe ilişkisi oladığını gösteren teel hipotez reddedilirken, bu değerin kritik değerlerin alt sınırından daha küçük olası halindeyse, bu ilişkinin oladığını gösteren teel hipotez reddedileez. Hesaplanan F istatistiğinin iki sınırın arasında olası halindeyse sınır testine göre değişkenler arasındaki eşbütünleşenin varlığına yönelik bir yoru yapılaaakta, değişkenlerin durağanlık ertebelerini dikkate alan diğer eşbütünleşe yöntelerine başvurulası önerilektedir. Bu çalışada sınır testinin yanı sıra, Tang ve Lean (2011) tarafından literatüre kazandırılış olan kayan pencerelerde sınır testi yaklaşıı da kullanılacaktır. Bu sayede incelee dönei boyunca değişkenler arasındaki ilişkide değişiler olup oladığı, söz konusu ilişkide değişi varsa bu değişilerin hangi tarihlerde gerçekleştiği tespit edilebilecektir. Kayan pencerelerde sınır testinin teel işleyişi şu şekildedir. İlk aşaada, farklı pencere boyutları, farklı sonuçlar elde edilesine neden olacağı için uygun pencere boyutuna karar verilir. İkinci aşaada ise B pencere boyunu gösterek üzere aşağıda görülen alt örneklere sınır testi uygulanır: 1.Pencere: 1,, B 2.Pencere: 2,, B+1 3.Pencere: 3,, B+2

5 Dulupınar Üniversitesi Sosyal Bililer Dergisi, Sayı 33, Ağustos Bu işle örnekledeki son örnek kullanana kadar deva ettirilir. Son aşaada ise her pencereye uygulanış olan sınır testinin istatistikleri, kritik değere oranlanarak noralize edilir ve elde edilen bu değerler grafikleştirilir. Bu grafikte yatay eksene paralel çizilecek 1 değerinden başlayan çizgi, eşbütünleşe ilişkisinin olup oladığını gösteren gösterge çizgisidir. Bu gösterge çizgisinin üzerinde kalan değerler eşbütünleşe oladığını gösteren teel hipotezin reddedildiğini gösterektedir. UYGULAMA SONUÇLARI Çalışanın ilk aşaasında serilerin durağanlığı ADF biri kök testiyle inceleniştir. Elde edilen test sonuçları aşağıdaki gibidir: Tablo 1. ADF Biri Kök Test Sonuçları Değişkenler Düzey Değerler Birinci Farklar ln (0) * (0) ln rgsyih (4) * (0) hf ln (10) * (3) f (5) * (4) Not: Parantez içerisindeki değerler uygun gecike uzunluğunu, * ise %1 düzeyinde durağanlığı gösterektedir. Tablo 1 de görüldüğü gibi incelenen her seri birinci dereceden durağandır. Çalışanın bir sonraki aşaasında, en büyük gecike uzunluğu olarak 4 alınış, uygun ARDL (autoregressive distributed lags; gecikesi dağıtılış otoregresif) odeli Akaike bilgi kriteriyle elde ediliştir. Bu odel sayesinde uygulanan sınır testi sonucu ve Turner (2006) tarafından öneriliş yöntele hesaplanış olan kritik değerler aşağıdaki gibidir: Şekil 1.ARDL Sınır Testi Sonuçları

6 72 DPUJSS, Nuber 33, August 2012 Şekil 1 de de görüleceği üzere, elde edilen F istatistiği (4.3966), üst sınırdan (3.8450) daha büyük olduğu için değişkenler arasında ilişki oladığını gösteren teel hipotez reddedilir. Regresyon katsayılarındaki sisteatik değişeleri tespit etek aacıyla CUSUM, ani ve tesadüfi değişileri tespit edebilek aacıyla ise CUSUMSQ testleri kullanılaktadır. İlgili ARDL odelin kararlılığını test etek aacıyla uygulanış olan bu testlerin sonuçları aşağıdaki gibidir 3 : CUSUM %5 Anlalılık Düzeyi CUSUMSQ %5 Anlalılık Düzeyi Şekil 2. CUSUM ve CUSUMSQ Test Sonuçları CUSUMSQ testine göre fonksiyon 2005:04 te kararsız hale gelektedir. Dolayısıyla para talebi fonksiyonunun incelenen zaan dilii içerisinde istikrarsız olduğunu ifade etek ükündür. Kayan pencerelerde sınır testi yaklaşıında, eşbütünleşenin uzun döne özelliği ve eşbütünleşe ilişkisinin varlığı için uzun zaan periyoduna ihtiyaç duyulduğu bilgisi ışığı altında, bir pencerenin boyutu 10 yıl (40 gözle) olarak alınış, her penceredeki uygun odele, aksiu gecike uzunluğu 4 olarak seçildikten sonra Akaike bilgi kriteriyle karar veriliştir. Noralize ediliş F istatistik değerleri Şekil 3 te görüldüğü gibidir: Şekil 3. Kayan Pencerelerde Sınır Testi Sonuçları 3 Bu çalışanın aacı para talebi fonksiyonun kararlılığını sınaak olduğu için paraetre tahinleri yerine sadece CUSUM ve CUSUMSQ testlerine yer veriliştir.

7 Dulupınar Üniversitesi Sosyal Bililer Dergisi, Sayı 33, Ağustos Şekil 3 incelendiğinde, para talebi ile belirleyicileri arasındaki ilişkinin 2001:01 de ve 2003:04 te değişie uğradığı anlaşılaktadır. 2004:04 ile 2007:01 arasında bu ilişki sık sık değişikliğe uğrasa da, 2007:01 den sonra bu değişkenler arasında ilişkinin varlığının kaybolduğu görülektedir. Sadece 2001:01 ile 2003:04 arası dönede para talebinin istikrarlılığından bahsetek ükündür. Gerek para talebi fonksiyonu için uygulanan kararlılık testleri, gerekse kullanılan kayan pencerelerde sınır testi yöntei, ele alınan parasal büyüklük ile gelir, hisse senedi fiyatları ve faiz oranı arasındaki ilişkinin istikrarlı oladığını gösterektedir. Bu fonksiyonun istikrarsız olası erkez bankası tarafından bir politika aracı olarak M2 para arzının kullanılasının sağlıksız olacağını gösterektedir. Elde edilen bu sonuçlar Çatık (2007) ın yapısal kırılaya izin veren testlerle elde ettiği sonuçlarla uyu gösterirken, Altıntaş (2010) ın çalışasıyla çelişektedir. Bunun nedeni olarak, bu çalışada kullanılan değişkenlerin farklılığının yanı sıra, incelenen dönein ve kullanılan ekonoetrik etodolojinin farklı olası gösterilebilir. SONUÇ Bu çalışada, Türkiye de para talebi fonksiyonunun istikrarlı olup oladığı, 1989: :02 arası üçer aylık verilerle, eşbütünleşeye sınır testi yaklaşıı ve kayan pencerelerde sınır testi yaklaşıı ile analiz ediliştir. Bu çalışayı Türkiye için yapılış önceki çalışalardan ayıran iki öneli nokta bulunaktadır. Öncelikle, para talebi fonksiyonuna hisse senedi fiyatlarının da eklenesiyle, dışlanış değişken sorunu ortadan kaldırılıştır. İkinci olarak ise, kayan pencerelerde sınır testi yaklaşıı kullanılarak para talebi fonksiyonunun hangi tarihlerde istikrarsız hale geldiği tespit ediliştir. Elde edilen sonuçlar, para talebinin 2007 yılının birinci çeyreğinden sonra taaen istikrarsız olduğuna işaret etektedir. Bu sonuçlar, bu istikrarsızlık döneinde M2 para arzının etkili bir para politikası aracı oladığını, ekonoik büyüeyi hızlandırak aacıyla aliye politikası araçlarından veya para arzı dışındaki para politikası araçlarından faydalanılası gerektiğini gösterektedir. KAYNAKÇA ALICI, A. (2007), Para Talebi Para Politikasi İlişkisi: Türkiye için Eş-Bütünlee Analizi, Atatürk Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bililer Dergisi, 21(1): ALTINTAŞ, H. (2008). Türkiye de Para Talebinin İstikrarı Ve Sınır Testi Yaklaşııyla Öngörülesi: , Erciyes Üniversitesi İktisadi ve İdari Bililer Fakültesi Dergisi, 30: BAHARUMSHAH, A.Z., MOHD, S.H. ve MASIH, A.M.M. (2009). The Stability of Money Deand in China: Evidence fro the ARDL Model, Econoic Systes, 33: BAHMANI, S. (2008). Stability of the Deand for Money in the Middle East, Eerging Markets Finance & Trade, 44(1): BAHMANI-OSKOOEE, M. M. ve GOSWAMI, G. G. (2003), A Disaggregated Approach to Test the J-Curve Phenoenon: Japan versus Her Major Trading Partners, Journal of Econoics and Finance, 27 (1): BAHMANI-OSKOOEE, M. ve KARACAL, M. (2006). The deand for Money in Turkey and Currency Substitution, Applied Econoics Letters, 13(10):

8 74 DPUJSS, Nuber 33, August 2012 BALAYLAR, N.A. ve DUYGULU, A.A. (2004). Türkiye de Para İkaesi Olgusu ve Para Talebinin İstikrarı, Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bililer Fakültesi Dergisi, 19(2): BROWN, R.L., DURBIN, J. ve EVANS, J.M. (1975). Techniques for Testing the Constancy of Regression Relationships over Tie, Journal of the Royal Statistical Society. Series B (Methodological), 37(2): ÇATIK, A. N. (2007). Yapısal Kırıla Altında Para Talebinin İstikrarı: Türkiye Örneği, İktisat İşlete ve Finans, 22(251): DUCA J.V. (1995). Should bond funds be added to M2?, Journal of Banking & Finance,19: HACKER, R.S. ve HATEMİ-J, A. (2005). The Effect of Regie Shifts on the Long-Run Relationships for Swedish Money Deand, Applied Econoics, 37(15): HALICIOGLU, F. and UGUR, M. (2005). On Stability of Deand Money Deand Function: Evidence fro a Developing OECD Country, Global Business and Econoic Review, 7(3): NARAYAN, P. K. (2005), The Saving and Investent Nexus for China: Evidence fro Cointegration Tests, Applied Econoics, 37 (17): NARAYAN, P. K. ve NARAYAN, S. (2005), Estiating Incoe and Price Elasticities of Iports for Fiji in a Cointegration Fraework, Econoic Modelling, 22 (3): NAUTZ, D. ve RONDORF, U. (2011). The (In)Stability of Money Deand in the Euro Area: Lessons Fro a Cross-Country Analysis, Epirica, 38: PESARAN, M. H. ve PESARAN, B. (1997), Working with Microfit 4.0: Interactive Econoetric Analysis, University Press. PESARAN, M. H., SHIN, Y. ve SMITH, R. J. (2001). Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships, Journal of Applied Econoetrics, 16 (3), SRIRAM, S.S. (2000). A Survey of Recent Epirical Money Deand Studies, IMF Staff Papers, 47(3): TANG, C.F. ve LEAN, H. (2011) Revisit Feldstein-Horioka puzzle: Evidence fro Malaysia, Econoics Bulletin, 31(3): TURNER, P. (2006). Response Surfaces for an F-Test for Cointegration, Applied Econoics Letters, 13: