Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Arasındai Nedenselli İlişisi: 1984-2003 The Causal Relationship Between Exchange Rates and Inflation in Turey:1984-2003 Yrd.Doç.Dr. Erem GÜL* Yrd.Doç.Dr. Ayut EKİNCİ** Öz: Bu çalışmada, Türiye de nominal döviz urları ile enflasyon arasındai nedenselli ilişisi aylı veriler ullanılara ampiri olara araştırılmıştır. Granger nedenselli ilişisini belirlemeden önce, birim ö ve eşbütünleşme analizi yapılmıştır. Bulgulara göre, nominal döviz urları ile enflasyon arasında uzun dönemli bir ilişinin olduğu görülmüştür. Anca, döviz uru ile enflasyon arasında bulunan nedenselli ilişisi, döviz urundan enflasyona doğru te yönlü bir ilişi biçiminde olmatadır. Anahtar sözcüler: Nominal Döviz Kurları, Enflasyon, Nedenselli. Abstract: In this study, we investigate empirically the causal relationship between nominal exchange rates and inflation by using high-frequency data of nominal exchange rates and inflation of Turey. To determine the appropriate Granger causality relations, unit root and cointegtration models are used. With time-series techniques, this study provides evidence that a long-run relationship between nominal exchange rates and inflation exist. However, our results indicate that a causal relationship occurs only one direction from nominal exchange rates to inflation. Key words: Nominal exchange rates, inflation, causality. * Dumlupınar Üniversitesi, Bileci İİBF, İtisat Bölümü 11100 BİLECİK, Fax:0.228.2129140, E-posta: gulerem@yahoo.com ** Dumlupınar Üniversitesi, Bileci İİBF, İtisat Bölümü 11100 BİLECİK, Fax:0.228.2129140 E-posta: ayut_einci@yahoo.com 91
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 1. GİRİŞ Gelişmete olan eonomilerin işleyişinde döviz uru-enflasyon ilişisi hayati bir öneme sahiptir. Bu eonomilerde döviz urunda meydana gelen değişmeler fiyatları önemli ölçüde etiler. Dövizin fiyatı yerli para birimi cinsinden arttığında fiyatlar genel seviyesi de artış eğilimine girer. Buna arşılı dövizin fiyatı düştüğünde, yani yerli para birimi değerlendiğinde fiyatlar genel seviyesi düşme eğilimine girer. Gelişmete olan ülelerde üretim büyü ölçüde ithalata bağımlıdır. Dolayısıyla, döviz urlarında meydana gelen bir değişme ithal edilen tüetim mallarının fiyatlarını etilediği gibi üretim maliyetlerini de etilemetedir. Bu ülelerde döviz darboğazına düşmeden ulusal üretimde istirarı sağlama ve uluslararası reabeti sürdürebilme için yurtiçi enflasyonu diate alan reel döviz uru politialarının uygulanması gerelidir. Türiye de 1970 lerin sunundan itibaren roni ve yüse bir enflasyon yaşanmıştır. Yüse ve süreli enflasyon toplum ve eonomi üzerinde olumsuz etiler yaratmatadır. Bu durum uzun dönemli ararlar alınabilmesini engellemete ve ülenin sosyal yapısını ve reabet gücünü olumsuz etilemetedir. 1980 lerin başında yüse enflasyonu önleme ve yaşanan döviz rizini aşabilme için Türiye de apsamlı bir istirar politiası uygulanmaya başlanmış ve daha sonra uygulanan bu programı roni dış ödemeler problemini çözme için serbestleşme ve uyum dönemi izlemiştir. Bu dönemde reel döviz urları aracılığıyla ihracatın arttırılması birincil önceli olmuştur. Ayrıca, enflasyonun dış reabet üzerindei negatif etisini azaltma ve toplumun belentilerine uyum sağlama için nominal döviz urlarında günlü ayarlamalar yapılmıştır. Bu bağlamda, 1981 yılında günlü ur ilanı yoluyla yönlendirilmiş esne ur sistemi benimsendi. Uygulanan bu sistem bazı üçü değişililerle 1999 yılı sonuna adar sürdürüldü. Diğer taraftan Türiye, IMF ile 1998 yılının Temmuz ayında imzalamış olduğu Yaın İzleme Anlaşmasının bir uzantısı olara nitelendirilen stand-by anlaşmasının gereği olara uygulamata olduğu döviz uru politiasında değişili yapmıştır. Buna göre, döviz uru politiası 2000 Oca-2001 Haziran dönemini apsayan il 18 aylı sürede enflasyon hedefine yöneli ur sepeti olara, taip eden dönemde ise ademeli olara genişleyen band çerçevesinde yürütülecetir (Merez Banası, Para ve Kur Politiası,2000). Türiye nin anlaşma gereği izleyeceği döviz uru politiası, toplumun enflasyonist beleyişlerinin aşağıya çeilmesini, orta-uzun vadede döviz urlarına ilişin sistemdei belirsizliğin azaltılmasını, yurtiçi faizler üzerinde odalaşan ris priminin önemli bir bölümünün yo olmasını veya diğer bir ifadeyle ris priminin döviz urunun belirsizliğinden aynalanan bölümünün ortadan almasını amaçlamatadır. Anca, uygulanan bu program 2001 yılının Şubat ayında başarısızlığa uğrayara ter edilmiş ve bu tarihten itibaren urlar dalgalanmaya bıraılmıştır. Teori olara enflasyonun, para arzı, faiz oranları ve döviz urlarının içinde bulunduğu trend ile paralelli göstermesi belenir. Diğer bir ifadeyle, emisyon hacmindei artış, faiz oranları ve döviz urlarındai yüselme fiyatlar genel seviyesindei yüselmenin temel fatörleri arasında gösterilmetedir. Bu bağlamda, döviz urlarındai artışın enflasyonu arttırması belenir. Bu nedenle bu çalışmada Merez Banasının enflasyonla mücadele araçlarından birisi olan döviz uru aracı ile enflasyon arasındai nedenselli ilişisi incelenecetir. Çalışmanın iinci bölümünde, onuyla ilgili literatüre yer verilmiştir. Üçüncü bölümde ise, ullanılan ampiri yöntem ve veri seti onusunda genel bilgilere yer verilmiştir. Elde edilen bulguların yer aldığı dördüncü bölümün ardından çalışma sonuç bölümüyle tamamlanmıştır. 92
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 2. LİTERATÜR Literatürde, dışa açı bir eonomide yurtiçi fiyat düzeyi, dış ticarete onu olan mal ve hizmetlerin aracılığı ile uluslararası fiyatlardan ve döviz uru değişimlerinden etilenmetedir. Döviz urlarındai artış ithal malların yerli para cinsinden fiyatlarını yüseltmete ve öncelile ithalat fiyatlarını daha sonra da ithal girdi ullanılara üretilen tüm malların yurtiçi fiyatlarını etilemetedir. Döviz urundai artışın özellile roni enflasyon görülen eonomilerde daha yüse enflasyon belentisine yol açtığı ve yerli paraya güveni azaltara dövize olan talebi artırdığı bilinmetedir. Döviz talebinde meydana gelen artış döviz urunun yeniden yüselmesine neden olabilmetedir. Yüse enflasyonun ronileştiği ülelerde tasarrufların büyü ısmı döviz olara tutulmata ve döviz cinsinden finansal varlılar yaygın hale gelmetedir. Bu durum döviz urunun fiyatlara olan etisini artırdığı gibi, eonomiyi de döviz urunda meydana gelebilece değişililere olduça ırılgan hale getirmetedir (Şeil 1). Diğer taraftan, döviz talebinde meydana gelen artış devalüasyon-eflasyon sarmalının oluşmasına neden olabilmetedir (Merez Banası, Para Politiası Raporu, 2002). Şeil 1. Döviz Kuru Artışlarının Enflasyona Etileri Açı eonomilerde döviz uru ile enflasyon arasındai ilişi son dönemlerde itisatçıların en fazla ilgilendiği onulardan birisi olmuştur. Kur ve enflasyon serileri arasındai arşılılı ilişiyi inceleyen araştırmacılardan Rana-Dowling (1985) 9 Asya ülesini apsayan çalışmada serbest ur politiasının enflasyon üzerinde önemli bir etiye sahip olmadığını belirlediler. Kholdy-Sohrabian (1990) ABD nin dış ticaretinde önemli yer tutan Almanya, Kanada ve Japonya yı apsayan eonometri çalışmada uyguladıları Granger nedensel- 93
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 li analizinde Kanada hariç diğer üleler için fiyatlar genel seviyesi ile döviz uru arasında çift yönlü bir nedenselli ilişisi (feedbac) bulmuştur. Türiye nin son 20 yılı aşın döneminde enflasyon ve döviz urlarında yaşanan süreli artışlar, bu ii değişen arasındai ilişinin belirlenmesine yöneli çalışmaları arttırmıştır. Rittenberg (1993) 1980 sonrası Tür eonomisini onu alan çalışmasında ur ve enflasyon arasında te yönlü (enflasyondan ura doğru) bir nedenselliğin olduğunu, bu nedenle 1980 sonrası liberalizasyon döneminde esne ur politiasıyla uygulanan devalüasyonun enflasyonun artmasında bir neden olmadığını ileri sürmüştür. Terzi ve Zengin (1996) Türiye de ur ve enflasyon arasındai ilişiyi eonometri yönden inceleyen çalışmada, TL nin dolar arşısındai değerini etileyen fatörün yurtiçi fiyatlar genel seviyesi olduğu yani, gerçete yurtiçi fatörlerden enflasyonun TL/$ urunu belirlemede etili olduğunu belirlemetedir. Yapılan testler Rittenberg in (1993) ampri sonuçlarını desteleyici nitelite olup, ur ve enflasyon arasında te yönlü(enflasyondan ura doğru) bir nedenselliğin olduğunu bulmuştur. Ayrıca çalışmada, o-entegrasyon testleri ile enflasyon ve ur arasında uzun dönemli bir ilişi olduğu belirlenmiştir. Diğer taraftan, Telatar ve Telatar (2003) Türiye de döviz uru ile enflasyon arasında bir Granger nedenselli incelemesi yapmış ve döviz uru değişenliğinden enflasyona doğru te yönlü bir nedenselli ilişisi bulmuştur. Ayrıca, çalışmada döviz uru değişenliği ile enflasyon belirsizliği arasında yapılan Granger nedenselli sınamalarında döviz uru değişenliğinden enflasyon değişenliğine doğru bir nedenselli sınaması, ço güçlü olmasa da döviz uru değişenliğinin artan enflasyon değişenliği getirdiği tezini istatistisel nedenselli anlamında ampri bir bulgu olara ortaya oymuştur. Leigh ve Rossi (2002) Türiye de, 1994-2002 Nisan dönemi verilerini ullanara, ur-enflasyon ilişisini inceleyen çalışmada şu sonuçlara ulaşmıştır: (i) Döviz uru değişiminin enflasyon üzerindei etisi bir yıl içinde görülmete, anca etinin büyü bir ısmı il dört ay içinde gerçeleşmetedir, (ii) Döviz urunun TEFE üzerindei etisi, TÜFE ye göre daha güçlüdür. 1994-2002 yılları arasındai dönemde döviz urlarındai bir puanlı değişimin toptan eşya fiyatları endesine 0.60, tüetici fiyatlarına ise 0.45 puan şelinde yansıdığı sonucuna varmışlardır. Çalışmalarındai bir diğer sonuç ta, her ii endeste geçişenliğin etisinin on bir ay sürdüğüdür, (iii) Türiye de urdan enflasyona geçiş, diğer gelişmete olan ülelere göre daha hızlı ve daha güçlüdür. Merez Banası Para Politiası Raporunda (Temmuz 2002) yer alan çalışmada, döviz urundan enflasyona geçiş etisinin zaman içindei seyrini izleme için ii farlı analiz teniği ullanılmıştır. Çalışmada 1995-2002 dönemi aylı verileri ullanılara yıllı TÜFE enflasyonu- yıllı döviz uru değişimlerinden elde edilen enflasyona geçiş atsayısı dalgalı döviz uru öncesi 0.35-0.40 bandında bulunuren, dalgalı döviz uru sonrasında 0.30 ve altına düşmüştür. Merez Banası tarafından yapılan bir diğer çalışmada (Para Politiası Raporu, 2003) urenflasyon ilişisindei değişim, geçişenliğin yavaşlaması ve azalması çerçevesinde incelenmiştir. Kur-fiyat geçişenli ilişisindei yavaşlamayı inceleme için döviz uru ve fiyatlardai değişimlerin dinami orelasyon atsayıları hesaplanmıştır. 1987-1995 döneminde ur değişimi ile enflasyon arasında eş zamanlılı, 1995-2001 döneminde ise enflasyonun döviz uru değişimlerini bir ay gecime ile taip ettiği görülmüştür. Buna arşılı 2001 Mayıs ayından itibaren ur-enflasyon ilişisinde bir yavaşlama gözlenmiş ve enflasyonun döviz uru değişimlerini üç ay gecime ile taip ettiği sonucuna ulaşılmıştır. Dalgalı ur rejimine geçişten sonrai biraç aylı dönemde ur-enflasyon ilişisinin dinami orelasyon yapısının belirgin bir değişim göstermediği göze çarpmatadır. Anca, Mayıs 94
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 2001 den sonra bu yapının değiştiği gözlenmetedir. Bu çalışmada, dalgalı ur rejimi sonrasında ur-enflasyon ilişisinin ısmen zayıfladığı, anca bu onuda esin bir yargıya varmanın güç olduğu belirtilmetedir. Ayrıca, Şubat 2001 den itibaren ur-enflasyon ilişisinin üretim açığı ile yaın bir seyir izlediği gözlenmiş ve eonomi faaliyetlerdei devresel dalgalanmalar diate alındığında ur-enflasyon ilişisindei zayıflamanın ço esin olmadığı ve alıcı bir niteli taşımayabileceği sonucuna ulaşılmıştır. Genel olara, döviz uru ile enflasyon arasındai ilişileri inceleyen literatüre batığımızda bulgularda bir bütünlü olmadığını görmeteyiz. Bu durum ise afa arıştırıcı bir eti yaratmatadır. 3. MODEL VE VERİ SETİ Çalışmada enflasyon ve döviz uru arasındai ilişileri analiz etme için 1984:1-2003:12 dönemine ait aylı veriler ullanılmıştır. Nominal döviz uru (DK) ve enflasyon (ENF) oranlarını içermetedir. Bu veriler, Türiye Cumhuriyet Merez Banası nın internet sitesindei veri dağıtım sisteminden ve DPT veri tabanından temin edilmiştir. Bu çalışmada döviz urunun enflasyonu ne şeilde etilediği araştırılmatadır. Anca, döviz uru ile enflasyon arasındai ilişilerin araştırılmasında serilerin ay ve mevsimsel etilerden arındırılması gereir. Bu nedenle, öncelile modelde ullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadığının sınanması geremetedir. Bir zaman serisi, ortalamasıyla varyansı zaman içinde değişmiyor ve ii dönem arasındai orta varyansı bu orta varyansın hesaplandığı döneme değil de yalnızca ii dönem arasındai uzalığa bağlı ise durağandır (Gujarati, 1999). Bu çalışmada ele alınan zaman serilerinin durağanlı analizi, Dicey ve Fuller (1981) tarafından geliştirilen Genişletilmiş Dicey-Fuller (ADF) birim ö testi ullanılara yapılmıştır. Bu analizde aşağıdai denlem ullanılmatadır. Y = β 1 + β 2 t + δy t - 1 + α i Y t - 1 + ε t i = 1 (1) Burada Y t durağan olup olmadığı analiz edilen değişenin birinci farı, t genel eğilim değişeni, Y t-1 gecimeli far terimleridir. Gecimeli far terimlerinin onulmasının nedeni, hata teriminin ardışı bağımsız olmasını sağlamatır. ADF testinin sağlılı sonuç vermesi için, tahmin edilen modelde ardışı bağımlılı probleminin olmaması geremetedir. Denlemde olara ifade edilen gecime uzunluğu, genelde Aaie veya Schwarz bilgi riterleri ullanılara belirlenmetedir. Bu çalışmada Aaie bilgi riterinin ullanılması tercih edilmiştir. ADF testi, yuarıdai denlemde δ atsayısının istatistisel olara sıfıra eşit olup olmadığını test eder. Bu sınama, elde edilen ADF-t istatistiğinin MacKinnon riti değerleri ile arşılaştırılmasıyla yapılır. Eğer ADF-t istatistiği MacKinnon riti değerinden mutla olara büyüse ele alınan zaman serisi durağan demetir. Asi tadirde seri durağan değildir ve durağanlığı sağlanıncaya adar farının alınması gereir. Modelde ullandığımız serilerin birinci farlarında durağanlaştıları görülmüştür. Durağan olmayan zaman serilerinin 95
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 düzey değerleriyle çalışılıp çalışılamayacağını anlama için eşbütünleşim analizinin yapılması geremetedir (Karaca, 2003; Siregar, R.Y. ve G.Rajaguru, 2002). Eşbütünleşme, durağan olmayan değişenlerin bir doğrusal bileşimidir. Teori olara bütünselleşmiş değişenler arasında uzun dönemde doğrusal olmayan bir ilişi ortaya çıabilir. Eşbütünleşme olması için söz onusu olan bütün değişenler aynı derecede entegre olmalıdır. Şayet bu değişenlerin linear ombinasyonundan elde edilen hata terimi durağan ise, değişenler arasında eşbütünleşme var diyebiliriz. Eşbütünselliğin esiliği, değişenler arasında uzun dönem dengesinin olmadığı anlamına gelir. Masimum olabilirlili tahmin yöntemi ullanılara eşbütünleştirici vetörlerin varlığını test eden Johansen yalaşımı, durağan olmayan serilerin farları ile seviyelerini içeren VAR (Vector Auto Regression) tahmininden oluşur. Değişenlerin seviyelerine ilişin parametre matrisi, modelin uzun dönem özellileri hususunda bilgileri apsamatadır. Birinci farlarında durağan olan ii değişenden oluşan (Z=(X,Y)) vetör otoregresif modelin aşağıdai denlemdei gibi olduğu abul ederse, z t = A i z t-1 + et (2) bu denlemde, A i (i = 1,2,...,p) z t-1 apsamındai değişenlerin parametre matrisidir. z t apsamındai değişenlerin birinci dereceden farı durağan olduları varsayılırsa, yuarıdai VAR modelini, serilerin hem birinci farlarını hem de seviyelerini apsayaca şeilde aşağıdai VAR modeline dönüştürme uygun olacatır. z t = p - 1 i = 1 π z t - i + πz t - p + ε t (3) Burada, Π matrisinin ranı sıfır olduğunda, Z t apsamındai hiç bir seri, diğer seri ya da serilerin doğrusal bir bileşimi olara gösterilemez. Diğer taraftan, Π matrisinin ranı bir ise, Z t apsamındai serilerin, doğrusal ve bağımsız bir bileşimi ortaya çıar i, bu da, seriler arasında te bir uzun dönem ilişisinin (eşbütünleşmenin) mevcut olduğunu ifade eder. Eğer, Π nin ranı birden büyü ise, seriler arasında birden fazla eşbütünleşme ilişisi var demetir. Z t yi oluşturan seriler arasındai eşbütünleşme ilişileri, ii test istatistiği yardımıyla değerlendirilebilir. Bunlardan biri İz Test, diğeri Masimum Özdeğer Test istatistiğidir. İz Testi, Π matrisinin ranını inceler ve matris ranının r ye eşit ya da r den üçü olduğunu ifade eden H 0 hipotezini test eder. Burada r, eşbütünleşme vetör sayısını göstermetedir. Masimum özdeğer test istatistiği ise, eşbütünleşme vetörün r olduğunu ifade eden H 0 hipotezini, r+1 olduğunu ifade eden alternatifine arşı test eder. Her ii test istatistiğinin riti değerleri, Johansen ve Juselius tarafından verilmiştir. Eonometri modellerde bir değişenin diğer değişenlerle bağımlılığı söz onusu olmatadır, faat bu bağımlılı değişenler arasında mutla bir nedenselli ilişisi olduğu anlamına gelmez (Aaya ve Pazarlıoğlu,1998). İi değişen arasında nedensel ilişinin yönünü belirleme amacıyla çeşitli nedenselli testleri ullanılabilir. Bunlar, Granger nedensel- 96
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 li testi, Sims testi, Gewee-Meese-Dent testi, Pierce-Haugh testi ve Gewee testidir. Bu testlerden Granger nedenselli testi, hem basitliği ve uygulama olaylığı hem de test sonucundai bazı çıarsamaları nedeniyle diğer nedenselli testlerine tercih edilmetedir. Çünü, Granger nedenselli testi, aynı zamanda öngörülebilirli ve dışsallı testi olara da yorumlanabilmetedir (Özer, 1999). Bu çalışmada, döviz uru ile enflasyon arasındai nedenselli ilişisinin araştırılmasında Granger Nedenselli Analizi ullanılmıştır. Bu analiz aşağıdai ii denlem ullanılara yapılmatadır; DK t = α 0 + ENF t = β 0 + j = i j = i α 1j DK t - j + α 2j ENF t - j + ε 1t j = 1 β 1j ENF t - j + β 2j DK t - j + ε 2t j = 1 (4) (5) (4) ve (5) nolu eşitlilerde yer alan ε 1t ve ε 2t sıfır ortalama ve sonlu ovaryans matrisi ile seri orelasyon içermeyen hata terimlerini, ise her ii değişene ait gecime sayısını gösterir. Yuarıda ifade edilen ii değişenli VAR modeli çerçevesinde, dört farlı Granger nedenselli tanımı test edilebilir. Bunları test edebilme için uygun hipotezler ise şunlardır: H 0 : DK, ENF e Granger anlamında neden olmaz H 1 : DK, ENF e Granger anlamında neden olur (i) (ii) H 0 : ENF, DK ya Granger anlamında neden olmaz H 1 : ENF, DK ya Granger anlamında neden olur (iii) (iv) Döviz urlarındai değişmelerin, enflasyondai değişmelere Granger anlamında neden olabilmesi için, (i) nolu hipotezin reddedilmesi ve (ii) nolu hipotezin de abul edilmesi gereir. Benzer şeilde enflasyondai değişmelerin döviz urlarındai değişmelere Granger anlamında neden olabilmesi için, (iii) nolu hipotezin reddedilmesi ve (iv) nolu hipotezin de abul edilmesi gereir. Granger nedenselli testinde her değişene ilişin optimal gecime uzunluğu Aaie ve Schwarz gibi bilgi riterleri yardımıyla belirlenebilir. Bu belirleme şöyle yapılmatadır; Belirlenen en büyü gecime uzunluğu üzerinden önce bağımlı değişenin sadece endi gecimeli değerlerine göre regresyonu gerçeleştirilere en üçü bilgi riteri değerine sahip olan modelin gecime sayısı bağımlı değişenin gecime sayısı olara belirlenmetedir (Karaca, 2003). Bağımlı değişen uygun gecime sayısıyla modele dahil edilditen sonra, modele girece iinci değişenin olası tüm gecimeleri ile birlite oluşan tüm regresyon modellerinin bilgi riteri değerleri elde edilmete ve en üçü bilgi riterine sahip 97
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 olan modeldei iinci değişenin gecime sayısı, modele iinci sırada giren değişenin en uygun gecime sayısı olara tespit edilmetedir (Kadılar, 2000). Bu çalışmada Granger nedenselli analizindei gecime uzunluları bu yöntemle ve Aaie bilgi riteri ullanılara belirlenmiştir. Granger nedenselli testi, testte ullanılan zaman serilerinin durağan olduğu varsayımına dayanır. Yani bu testin geçerli olabilmesi için serilerin eşbütünleşmiş olmamaları gereir. Eğer testte ullanılan zaman serileri arasında eşbütünleşme ilişisi varsa, bu durumda standard Granger nedenselli testine dayanılara yapılan çıarsamalar geçerli olmaz. Böyle bir durumda yapılması gereen, Granger nedenselli testinde eşbütünleşme regresyonundan elde edilen hata düzeltme terimine yer vermetir (Özer, 1999). Buna uygun ii değişenli VAR modeli, DK t = α 0 + λ 1 (ENF t-1 - δdk t-1 ) + ENF t = β 0 + λ 2 (ENF t-1 - δdk t-1 ) + j = i j = i α 1j DK t-j + α 2j ENF t-j + ε 1t j = 1 β 1j ENF t-j + β 2j DK t-j + ε 2t j = 1 (6) (7) biçiminde formüle edilebilir. VAR modelinde yer alan λ 1 ve λ 2 uyum hızı, δ ise normalleştirilmiş eşbütünleşme yöney parametresidir. Bu ii değişenli VAR modeli çerçevesinde, döviz urlarındai değişmelerin, enflasyondai değişmelere neden olduğu sonucuna varılabilmesi için, H 0 : α 21 = α 22 =... = α 2 ve λ 1 = 0 biçimindei sıfır hipotezinin reddedilmesi ve H 0 : β 21 = β 22 =... = β 2 ve λ 2 = 0 biçimindei sıfır hipotezinin de reddedilememesi gereir. 4. BULGULAR Zaman serileriyle çalışılıren yapılaca il iş bu serilerin durağanlı analizinin yapılmasıdır. Bu çalışmada durağanlı analizi ADF birim ö testiyle yapılmıştır. Tablo 1 ve Tablo 2 de DK ve ENF serilerinin düzey değerleri ile birinci farlarına göre ADF birim ö testlerinin sonuçları verilmetedir. Seriler düzey değerleri ile durağan değilen serilerin birinci farları alındığında %1 ve %5 anlamlılı düzeylerinde durağan olduları görülmüştür. 98
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 Tablo 1. DK ile ENF Birim Kö Testleri (Düzey) Not: 1% (5%) anlam düzeylerinde sabit terimli model için ADF riti değer -3.4592 (-2.8737), sabit terimli ve trendli model için ise riti değer -3.9996 (-3.4298) dir. Tablo 2. DK ile ENF Birim Kö Testleri (Birinci farlar) Not: 1%(5%) anlam düzeylerinde sabit terimli model için ADF riti değer -3.4592 (-2.8737), sabit terimli ve trendli model için ise riti değer -3.9996 (-3.4298) dir. Eşbütünleşme analizi Johansen eşbütünleşme testi ile yapılmış ve sonuçlar Tablo 3 de özetlenmiştir. Tablo 3. Johansen Eşbütünleşme Analizi 99
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 Hem trace test hemde eigen değerlerine batığımızda %5 anlam düzeyinde bir ointegrasyon eşitliğinin olduğu görülmetedir. Bu durum döviz uru ile enflasyon arasında uzun dönemli bir ilişi olduğunu göstermetedir (baınız E 1, Şeil 2). Bu ilişinin yönünü anlayabilme için eşbütünleşme testinin ardından standard Granger nedenselli testi uygulanmış ve sonuçları Tablo 4 te gösterilmiştir. Bu bulgular DK dan ENF e doğru bir nedenselli olduğuna %5 anlamlılı düzeyinde işaret ederen ENF den DK ya doğru bir nedenselliğe rastlanmamıştır. Bu durum incelenen dönemde, Türiye de döviz urundan enflasyona doğru te yönlü bir ilişinin olduğunu göstermetedir. Tablo 4. Granger Nedenselli Testi Döviz urları ile enflasyon arasında yapılan eşbütünleşme testlerine göre, DK ile ENF arasında eşbütünleşmenin olduğu bulunmuştur. Bu durumda yapılması gereen, Granger nedenselli testinde eşbütünleşme regresyonundan elde edilen hata düzeltme terimine yer vermetir. Bu çerçevede, (7) ve (8) nolu eşitlilere göre Granger testinin yeniden yapılması gereir. Tablo 5 te bu testin sonuçları verilmiştir. Tablo 5 te yeralan χ 2 ve P-değerlerine batığımızda, döviz urları ile enflasyon arasında uzun dönemli bir ilişinin varlığını görürüz. Bu ilişi ise, döviz urundan enflasyona doğru te yönlüdür. Tablo 5. VEC Granger Nedenselli Testi(Hata Düzeltme Terimi ile) 100
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 5. SONUÇ Türiye de 1984:01 ve 2003:12 dönemine ait döviz uru (DK) ve enflasyon (ENF) serileriyle yapılan bu eonometri çalışmada birinci adımda ADF birimö testiyle seriler durağan hale getirilmiştir. Bu seriler arasında uzun dönemli bir ilişinin olup olmadığını tespit etme üzere Johansen eşbütünleşme testi uygulanmış ve sonuçta %5 anlamlılı düzeyinde bir eşbütünleşme eşitliğine rastlanmıştır. Daha sonra Granger nedenselli testi yapılara seriler arasında ilişinin yönü belirlenmeye çalışılmıştır. Granger testinin sonucunda %5 anlamlılı düzeyinde döviz urundan enflasyona doğru te yönlü bir nedenselli ilişisi tespit edilmiştir. Elde edilen bu sonuç döviz urundan enflasyona doğru te yönlü bir ilişinin belirlendiği literatürün öngördüğü bir sonuçtur. Yani, incelenen dönemde Türiye de döviz uru enflasyonun temel belirleyici fatörlerinden birisi olara arşımıza çımatadır. Türiye de uygulanmata olan esne döviz uru politiasının gere urlardai gerese yurtiçi fiyatlardai istirarsızlığın bir nedeni olduğunu göstermetedir. Öte yandan eşbütünleşme testleri ile enflasyon ve döviz uru değişenleri arasında uzun dönemli bir ilişi olduğu belirlenmiştir. Türiye eonomisi için döviz urları ve enflasyon değişenleri arasında etileşimin alternatif yapısal VAR modelleriyle incelenmesi özellile neden-sonuç ilişilerinin belirlenmesinde yararlı olacağı diate alınmalıdır. Yapılan testler sonucu elde edilen ampiri bulgular Türiye eonomisinin önümüzdei dönemde göstereceği performansın öncelile enflasyonu ontrol altına alaca ölü çözümler getirmesine bağlı olduğunu göstermetedir. Türiye de dalgalı ur rejimine geçiş sonrasında, ur-enflasyon ilişisinde bir ırılma olduğu iddia edilse de bu durumun, ilişinin belirgin ve alıcı bir şeilde zayıfladığı anlamına gelmediği söylenebilir. Bu nedenle maro eonomi politialarda uygulama disiplini bozulmadan, döviz uru-enflasyon ilişilerinin de göz önünde tutulmasında sonsuz yarar vardır. Çünü, düşü fiyat düzeyinin sağlanmasına en büyü atıyı yapan ve beleyişlerin yönünü ço ısa sürede değiştiren döviz urunun düzeyi, Türiye de enflasyonla ço yaın ilişidedir. Dolarizasyon olgusu derin olan ülelerde bu ilişi olaylıla giderilememetedir. Bu nedenle, enflasyonun alıcılığını tehdit eden ve ris oluşturan en önemli eten döviz uru düzeyinin mevcut seviyelerinin sürdürülüp sürdürülemeyeceği notasında toplanmatadır. Öte yandan, döviz uru düzeyinin etin ve önemli olduğu Türiye eonomisinde, Merez Banasının döviz urlarına müdahalesi de açınılmaz olmatadır. 101
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 KAYNAKÇA Aaya, Şahin ve M.V. Pazarlıoğlu. (1998). Eonometri II. Eram Yayınevi, İzmir. Gujarati, Damodar N. (1999). Temel Eonometri. (Çev:Ü. Şenesen ve G.G. Şenesen), Literatür Yayınları, 1.Bası, İstanbul. Kadılar, C. (2000). Uygulamalı Ço Değişenli Zaman Serileri Analizi. Bizim Büro Basımevi, Anara. Karaca, O. (2003). Türiye de Enflasyon-Büyüme İlişisi: Zaman Serisi Analizi, Doğuş Üniversitesi Dergisi, 4(2): 247-255. Kholdy, S. ve Sohrabian, A. (1990). Exchange Rates and Prices: Evidence from Granger Causality Test, Journal of Post Keynesian Economics, 13:71-78. Leigh, D. ve Rossi, M. (2002). Exchange Rate Pass- Through in Turey, IMF Woring Paper, WP/02/204,2002. Merez Banası, (2000). 2000-2001 Para ve Kur Politiası, http://www.tcmb.gov.tr Merez Banası,(Temmuz 2002). Para Politiası Raporu: 8-9 Merez Banası,(Nisan 2003). Para Politiası Raporu: 14-15 Özer, Mustafa. (1999). Türiye de Hisse Senedi Fiyatları ile Döviz Kuru Arasındai Etileşimler, Eonomi ve Yönetim Bilimleri Dergisi, Bahçeşehir Üniversitesi, Eylül 1999: 61-72. Rana, P.B ve Dowling, J.Jr. (1985). Inflationary Effect of Small Continuous Changes in Effective Exchange Rate:Nine Asian LDCs, Review of Economics and Statistics, 67:496-500. Rittenberg, L.(1993). Exchange Rate Policy and Price Level Changes: Causality Test for Turey in the Post Liberalization Period, The Journal of Development Studies, 29: 245-259. Siregar, Reza Y. ve Gulasearan Rajaguru (2002). Base Money and Exchange Rate: Sources of Inflation in Indonesia during the Post-1997 Financial Crisis, Adelaide University, centre for International Economic Studies, CIES Discussion Paper 0221. http://www.adelaide.edu.au/cies/papers/0221.pdf Telatar, F. ve Telatar, E.(2003). The Relationship Between Inflation and Different Sources of Inflation Uncertainty in Turey, Applied Economic Letters, 10(7): 431-436. Terzi, Harun ve Zengin, Hilmi. (1996). Türiye de Kur ve Enflasyon Arasında Nedenselli İlişisi Üzerine Bir İnceleme, MÜ İstatisti ve Eonometri Araştırma ve Uygulama Merezi Dergisi, Yıl: 1996, 1: 3-25. 102
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 EK 1 Şeil 1. Sistemin Kareteristi Köleri 103
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 Şeil 2. Eşbütünleşme (Cointegration) Grafiği 104
Türiye de Enflasyon ve Döviz Kuru Aras ndai Nedenselli liflisi: 1984-2003 Şeil 3. DK ve ENF Arasındai Eti-Tepi Fonsiyonları 105
Sosyal Bilimler Dergisi 2006/1 106