Tüketici Güven Endeksi ile Makro Değişkenler Arasındaki İlişki Furkan BEŞEL 1 Fatih YARDIMCIOĞLU 2 Özet Bu çalışmada Türkiye de Tüketici Güven Endeksi ile Döviz Kuru, Petrol Fiyatları ve İşsizlik arasındaki ilişki 2005:01-2014:10 dönemi itibarıyla aylık veriler ile analiz edilmiştir. Zivot- Andrews birim kök testi sonuçlarına göre tüm değişkenler birinci farkında durağan olmaktadır. Gregory-Hansen testi sonuçlarına göre değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisi olduğu tespit edilmiştir. Toda-Yamamoto nedensellik testi sonuçlarına göre döviz kurundan tüketici güven endeksine tek yönlü, döviz kurundan işsizlik oranına doğru tek yönlü ve petrol fiyatlarından işsizlik oranlarına doğru tek yönlü nedensellik ilişkisi olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Anahtar Kelimeler: Tüketici Güven Endeksi, Döviz Kuru, Petrol Fiyatları, İşsizlik, Gregory Hansen Eşbütünleşme Testi, Toda Yamamoto Nedensellik Analizi. The Relationship Between Consumer Confidence Index and Macroeconomics Variables Abstract This study investigates the relationship between consumer confidence index, exchange rates, oil prices and unemployment rates in Turkey over the period from 2005:01-2014:10 by using monthly data sets. According to the Zivot-Andrews Unit Root Test all of the variablesare stationary at their first difference level. According to the Gregory-Hansen Cointegration Test there is cointegration relationship between variables. The results of Toda-Yamamoto Causality Test are there is uni-directional causality relationship from exchange rates to consumer confidence index, there is uni-directional causality relationship from exchange rates to unemployment rates and there is uni-directional causality relationship from oil prices to unemployment rates. Key Words: Consumer Confidence Index, Exchange Rates, Oil Prices, Unemployment, Gregory Hansen Cointegration Test, Toda Yamamoto Causality Analysis. 1 Arş. Gör., Sakarya Üniversitesi SBF Maliye Bölümü, fbesel@sakarya.edu.tr 2 Doç. Dr., Sakarya Üniversitesi SBF Maliye Bölümü, fyoglu@sakarya.edu.tr ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 475
F. BEŞEL ve F. YARDIMCIOĞLU 1. GİRİŞ Bireylerin ekonomik eylem ve işlemlerinde beklentilerin her zaman önemli bir yeri olmuştur. İktisat biliminin temel varsayımı olan Homoeconomicus, geçmiş bilgilerinden elde ettiği tecrübe ile geleceğe dönük beklentilerini kullanarak kararlar almaktadır. Esasında bireyin mikro ve makro düzeyde karşılaştığı ekonomik olaylar geleceğe dönük tüketim, yatırım, tasarruf gibi makro kararlarını da etkilemektedir. Bu bağlamda beklentileri ana eksene yerleştirdiğimizde karar mekanizmasının temeli bireyin duyduğu güvene dayanacaktır. Tüketicilerin algıladıkları güven beklentilerinin temelini oluşturmakla birlikte tüketicinin kendi dünyasına yönelik tecrübelerinden (mikro) ve içinde bulunduğu ülke ve toplumun ekonomik gösterge ve performansından (makro) etkilenmektedir. İktisat teorisi açısından tüketici güveni kavram olarak mikro iktisat bağlamında değerlendirilebilecek gibi gözükse de dolaylı olarak da olsa tüketicinin güven algısının belirlenmesinde makroekonomik gelişmeler de etkili olacaktır. Mikro ve makro göstergelerin bireyin güven algısını etkileyerek beklenti ve iktisadi kararlarını belirleyici yönü olduğu kabul edilmektedir. Ancak bu çalışmanın hazırlanma motivasyonunu da sağlayan husus, madalyonun diğer yüzü diyebileceğimiz, tüketici güven endeksinin makro değişkenler üzerinde bir etkisi olup olmadığıdır. Ekonomik krizlerin öncül göstergelerinden biri olan tüketici güveni ve ekonomi içerisindeki aktörlerin güven düzeyinin analizi de önem arz etmektedir. Özsağır (2007) a ait şu ifade konunun önemini özetlemektedir: Bir ekonomide yeri doldurulamaz tek sermaye, ekonomik ajanlar arasındaki güvendir. TÜİK tarafından hesaplanan ve yayınlanan Tüketici Güven Endeksi, Aylık Tüketici Eğilim Anketi ile hazırlanmaktadır. Bu araştırma ile tüketicilerin kişisel mali durumları ve genel ekonomiye ilişkin mevcut durum değerlendirmeleri ve gelecek dönem beklentileri ile yakın gelecekteki harcama ve tasarruf eğilimlerinin ölçülmesi amaçlanmaktadır. Mevcut durum değerlendirmeleri, beklentiler ve eğilimler aşağıdaki konu başlıkları kapsamında ölçülmektedir 3 : Kişisel Mali Durum: Tüketicinin, geçen 12 aylık dönemde hanesine ait maddi durumu, gelecek 12 aylık dönemde hanesine ait maddi durumu ile ilgili beklentisi, 3 http://www.tuik.gov.tr Erişim Tarihi: 10.08.2016 476 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
hanesi için mali durum değerlendirmesi, gelecek 3 aylık dönemde borç kullanma ihtimali. Genel Ekonomi: Tüketicinin geçen 12 aylık dönemde Türkiye nin genel ekonomik durumuna ilişkin değerlendirmesi, gelecek 12 aylık dönemde Türkiye nin genel ekonomik durumuna ilişkin beklentisi, Türkiye de gelecek 12 aylık dönemde işsiz sayısı değerlendirmesi, mevcut dönemin dayanıklı tüketim malları satın almak için uygunluğuna ilişkin düşüncesi, mevcut dönemin tasarruf etmek için uygunluğuna ilişkin düşüncesi, geçen 12 aylık dönemde tüketici fiyatlarının değişimine ilişkin düşüncesi, gelecek 12 aylık dönemde tüketici fiyatlarının değişimine ilişkin beklentisi, gelecek 12 aylık dönemde ücretlerin değişimine ilişkin beklentisi. Harcama ve Tasarruf Eğilimleri: Tüketicinin, gelecek 3 aylık dönemde yarıdayanıklı tüketim mallarına yönelik harcama yapma düşüncesi, gelecek 12 aylık dönemde dayanıklı tüketim mallarına yönelik harcama yapma düşüncesi, gelecek 12 aylık dönemde otomobil satın alma ihtimali, gelecek 12 aylık dönemde konut satın alma veya inşa ettirme ihtimali ve gelecek 12 aylık dönemde konut tamiratı için para harcama ihtimali, gelecek 12 aylık dönem içerisinde tasarruf etme ihtimali. Tüketici Güven Endeksi aşağıdaki alt kalemlerden hesaplanmaktadır: Gelecek 12 aylık dönemde hanenin maddi durum beklentisi Gelecek 12 aylık dönemde genel ekonomik durum beklentisi Gelecek 12 aylık dönemde işsiz sayısı beklentisi Gelecek 12 aylık dönemde tasarruf etme ihtimali Endeksler Avrupa Birliği nin kullandığı denge yöntemine göre hesaplanmakta olup denge, toplam cevap verenlerin içerisinde pozitif ve negatif cevap verenlerin yüzdelerinin farkı alınarak hesaplanmaktadır. Bu farka 100 eklenerek her bir soru için ayrı yayılma endeksi oluşturulmakta ve daha sonra seçilen soruların yayılma endekslerinin aritmetik ortalaması alınarak genel endeks hesaplanmaktadır. Grafik 1 de çalışmanın analiz kısmında kullanılan veri setine ilişkin Tüketici Güven Endeksi nin seyri sunulmuştur. 2004 yılı Ocak ayından itibaren yayınlanmaya başlanmış Tüketici Güven Endeksinin ele alınan dönem itibarıyla dalgalı bir seyir izlediği özellikle 2008 global krizinden etkilenerek krizin hemen öncesi ve sonrasında en düşük düzeylerine indiği sonraki dönemlerde artış trendine girdiği görülmektedir. ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 477
F. BEŞEL ve F. YARDIMCIOĞLU TGE 100 90 80 70 60 50 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 Grafik 1: Tüketici Güven Endeksinin Seyri (2005:01-2014:10) 2. Ampirik Literatür Özeti Türkiye için Tüketici Güven Endeksi 2004 yılı Ocak ayından itibaren TÜİK tarafından aylık olarak yayınlanmaktadır. Ekonometrik analizde zaman serisi çalışmalarında genel kanaat en az 30 ve üzeri gözlem ile çalışmanın ancak doğru sonuçlar verebileceği yönündedir. Tüketici Güven Endeksi veri setinin aylık yayınlanmış olması konuyla ilgili ekonometrik analiz yapılmasına imkân sağlamaktadır. Ancak kanaatimizce tüketici güven endeksinin aylık değişiminden ziyade yıllık değişimleri daha anlamlı ve gerçekçi olacaktır. Veri setinin 2004 yılı itibarıyla yayınlanmaya başlamış olması nedeniyle gözlem sayısı çok düşük olacağından şimdilik yıllık veri ile çalışma imkânı bulunmamaktadır. Belki de bu sebeple Tüketici Güven Endeksi gibi iktisadi açıdan kıymetli bir veri seti ile yapılmış ampirik uygulama sayısı çok azdır. Literatürde Türkiye özelinde yapılmış ampirik çalışmalardan ulaşılabilenler aşağıda özetlenerek sunulmuştur. Kandır (2006) tüketici güven endeksinin İMKB mali sektör şirketlerinin hisse senedi getirilerini tahmin etme kabiliyetini incelemek amacıyla Şubat 2002 Haziran 2005 dönemi için 28 mali sektör şirketinin hisse senedi getirilerini bağımlı değişken olarak kullanarak regresyon analizi yönteminden yararlanmıştır. Çalışma sonucunda tüketici güven endeksinin mali sektör hisse senetlerinin çoğunluğu için önemli bir faktör olduğunu bulgusu elde edilmiştir. Topuz (2011) hisse senedi fiyatlarının seyri ile tüketicilerin güveni arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi olabileceği varsayımı altında tüketici güveni ve hisse senedi fiyatları arasındaki nedensellik ilişkisini ele aldığı çalışmada 2004:01-478 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
2009:01 dönemlerini kapsayacak şekilde Granger nedensellik analizi yapmıştır. Farklı gecikme uzunlukları dikkate alınarak yapılan testler sonucunda hisse senetlerinden tüketici güvenine doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğu sonucuna ulaşmıştır. Gürgür ve Kılınç (2015), Türkiye deki tüketici güven endeksi ile başlıca finansal ve makroekonomik değişkenler arasındaki kısa ve uzun vadeli ilişkiyi araştırmışlardır. Analiz sonucunda tüketici güveninin gerek kısa vadede gerekse uzun vadede döviz kuru, tüketici kredileri faizi, işsizlik oranı ve tüketici fiyatlarından etkilendiği ve kısa vadede özellikle döviz kuru ve tüketici fiyatlarının etkisinin daha kuvvetli olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Tunalı ve Özkan (2016), tüketici fiyat endeksi ile tüketici güven endeksi arasındaki kısa ve uzun dönemli ilişkilerin incelenmesini amaçladıkları çalışmalarında 2004:01-2015:12 dönemini içeren aylık frekansta 144 adet gözlemden oluşan veri seti kullanılmışlar ve Türkiye de incelenen dönem arasında tüketici güven endeksi ile tüketici fiyat endeksi arasında uzun dönemli ilişkinin; kısa dönemde ise Tüketici fiyat endeksinden tüketici güven endeksine bir nedensellik ilişkisinin olduğu sonucuna ulaşmışlardır. 3. Veri Seti, Ekonometrik Yöntem ve Analiz 3.1. Veri ve Metodoloji Bu çalışmada Türkiye de Tüketici Güven Endeksi (TGE), Döviz Kuru (EX), Petrol Fiyatları (OIL) ve İşsizlik (UNEMP) arasındaki ilişkiyi belirlemek amacıyla 2005:01-2014:10 dönemine ait aylık verilerden oluşan seriler kullanılmıştır. TGE veri seti Türkiye İstatistik Kurumu ndan, EX ve UNEMP veri setleri Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası elektronik veri dağıtım servisinden, OIL veri seti ise Petrol İhraç Eden Ülkeler (OPEC) veri tabanından temin edilmiştir. Döviz kuru olarak, TÜFE bazlı reel efektif döviz kuru (2003=100); petrol fiyatları ise ham petrol varil fiyatı olup dolar cinsinden kullanılmıştır. 3.2. Ekonometrik Yöntem Çalışmanın bu kısmında ekonometrik analizde kullanılacak, yapısal kırılmanın dikkate alındığı Zivot-Andrews birim kök testi, Gregory-Hansen eş bütünleşme testi ve Toda-Yamamoto nedensellik testi hakkında kısaca bilgi verilecektir. Ampirik bulgular EViews 8.1 ekonometri paket programı kullanılarak elde edilmiştir. ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 479
F. BEŞEL ve F. YARDIMCIOĞLU 3.2.1. Zivot-Andrews Birim Kök Testi Perron (1989) tarafından geliştirilmiş olan yapısal kırılmalı birim kök testi kırılma tarihinin önceden bilindiği varsayımına (dışsal olduğuna) dayanmaktadır. Zivot ve Andrews (1992), Perron un test istatistiğini yapısal kırılmaların önceden bilinmediği ve içsel olarak ele alındığı şekilde geliştirmişler ve test istatistiğini belirlemede aşağıdaki modellerin kullanılmasını önermişlerdir. ZA birim kök testi için ele alınan modeller (Zivot ve Andrews,1992:254): y t y DU ( ) y e t t1 1 i ti t i1 k y t y DT ( ) y e t t1 2 i ti t i1 k (Model A) (Model B) y t y DT ( ) DU ( ) y e t t1 2 1 i ti t i1 k (Model C) Yukarıda belirtilen modellerde, Model A ortalamada, Model B eğimde, Model C ise hem eğimde hem de ortalamada meydana gelen yapısal değişimleri T içermektedir. t = 1,2,,T zamanı, B kırılma zamanı, TB / T( (0.15,0.85)) nispi kırılma yansımasını ifade etmektedir. Yapısal kırılmanın varlığı sadece bölgesinde aranmaktadır (Yılancı ve Özcan, 2010:25). Modellerde yer alan DU ortalamadaki, DT ise trenddeki kırılmayı ifade eden kukla değişkenler olup şu şekilde tanımlanmaktadırlar: DUt 1 t TB iken 0 diğer durumlarda. DTt t-tb t TB iken 0 diğer durumlarda. 480 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Kırılma noktasının tahmini için t = 2,,(T-1) için En Küçük Kareler (EKK) y yöntemiyle (T-2) sayıda regresyon kurulur ve t 1 değişkeninin katsayısı olan için en küçük t istatistiğini veren modelde yer alan, dolayısıyla seride birim kök vardır temel hipotezini kabul etmeye yönelik en az kanıtı veren tarih kırılma noktasını vermektedir. Bu testte 1 hipotezinin doğruluğu sınanmaktadır. Kırılma tarihi tespit edildikten sonra ya ait t istatistiğinin mutlak değer olarak ZA kritik değerlerinden büyük olması halinde yapısal kırılma olmadan birim kökün var olduğunu gösteren sıfır hipotezi reddedilmektedir. Alternatif hipotez ise trend fonksiyonunda meydana gelen yapısal kırılmanın varlığı ile beraber serinin trend durağan olduğunu belirtmektedir (Yılancı ve Özcan, 2010:26). 3.2.2. Gregory-Hansen Eşbütünleşme Testi Birim kök testi sonuçlarının elde edilmesinden sonra Gregory ve Hansen (1996) tarafından geliştirilmiş olan ve tek yapısal kırılmaya izin veren eşbütünleşme testi uygulanacaktır. Gregory ve Hansen Johansen eşbütünleşme testini yapısal kırılmayı içsel olarak ele alacak şekilde geliştirmişlerdir (Arısoy, 2013:152). Yapısal kırılmaya izin veren Gregory ve Hansen eşbütünleşme testinde, değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin varlığı üç farklı model kullanılarak test edilir. Bu modeller: Model C (Sabitte Kırılma): y y e T 1t 1 2 t 2t t t = 1,,n şeklinde ifade edilmekte olup modelde 1 kırılmadan önceki sabit terimi, 2 kırılmanın sabit terimde meydana getirdiği değişikliği göstermektedir. Model C/T (Trendli Sabitte Kırılma): ise y t y e T 1t 1 2 t 2t t t = 1,,n şeklinde belirtilir. Bu modelde hem sabit terimdeki hem de trenddeki kırılmalar dikkate alınmaktadır. Model C/S (Rejim Değişikliği): y y y e T T 1t 1 2 t 1 2t 2 2t t t t = 1,,n ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 481
F. BEŞEL ve F. YARDIMCIOĞLU şeklinde belirtilirken 1 ve 2 sabitte kırılmayı gösteren modelde ifade edildiği üzeredir. Burada 1 kırılmadan önceki eğim katsayısını, 2 ise kırılmadan sonra eğimde meydana gelen değişikliği ifade etmektedir (Gregory ve Hansen, 1996:103). Üç model için yapısal kırılma aşağıda belirtilen kukla değişkenler sayesinde tanımlanabilir: t n 0, eğer 1t t n 1, eğer Burada ile (0,1) değerlerini alan yapısal kırılma noktası, n ile de yapısal kırılma noktasının tamsayı kısmı ifade edilmektedir (Gregory ve Hansen, * Z 1996:102). İncelenen bu üç model için hesaplanan Philips test istatistikleri ( ve * Z * t ) ve Augmented Dickey Fuller test istatistiği ( ADF ) nin minimum olduğu tarih eşbütünleşme testi için uygun kırılma tarihini belirlemektedir. Test istatistikleri; Z * inf Z ( ) Z * t inf Z ( ) t T ADF * inf ADF ( ) şeklinde ifade edilmektedir (Gregory ve Hansen, 1996:106). Uygun model için belirlenen test istatistikleri tablo kritik değerleri ile karşılaştırılır ve değişkenler arasında eşbütünleşme yoktur temel hipotezine karşı bir yapısal kırılmayla birlikte değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisinin olduğunu gösteren alternatif hipotez test edilir. Değişken sayısına göre belirlenen tablo kritik değerleri, Gregory ve Hansen (1996) in yaptıkları çalışmada yer almaktadır (Tıraşoğlu ve Yıldırım, 2012:115). 482 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
3.2.3. Toda-Yamamoto Nedensellik Testi Toda ve Yamamoto (1995), seriler arasındaki nedensellik ilişkisinin, durağanlık ve eşbütünleşme önsel bilgisine ihtiyaç olmaksızın gözlemlenebileceği bir test geliştirmişlerdir. Toda ve Yamamoto testi için öncelikle VAR modelinde uygun gecikme seviyesi (p) belirlenir. Daha sonra p gecikmeye maksimum bütünleşme derecesi (d max) eklenir. Bir sonraki aşamada p+d max gecikme için serilerin orijinal değerleri ile EKK modeli tahmin edilir (Büyükakın vd., 2009:111). Toda ve Yamamoto testinde kullanılan VAR (p+d max) modeli: pdmax pdmax Y Y X t 0 1( id ) t( id ) 2( id ) t( id ) 1t i1 i1 pdmax pdmax X Y X t 0 1( id ) t( id ) 2( id ) t( id ) 2t i1 i1 şeklinde tanımlanmaktadır (Toda ve Yamamoto, 1995:230). Son olarak değişkenler için sırasıyla kısıt konur ve p gecikme için standart Wald testi kullanılarak bu kısıtların anlamlılığı sınanır (Büyükakın vd., 2009:111). 2( i d) 0 Örneğin ilk eşitlik için temel hipotezi kabul edilirse, X ten Y ye doğru nedensellik ilişkisinin olmadığı sonucuna ulaşılır. Diğer nedensellik ilişkileri de benzer şekilde sınanır. 3.3. Çalışmanın Analizi 3.3.1. Zivot-Andrews Birim Kök Testi Testi Sonuçları ve Değerlendirilmesi Analizde ikitisadi çalışmalarda genel kabul gören, hem düzeyde hem de eğimde kırılmayı dikkate alan Model C (Model C/S) sonuçları değerlendirilecektir. Kırılmaların yer aldığı tarihler test istatistiklerinin sağında (TB) belirtilmiştir. Tablo 1: Zivot-Andrews Birim Kök Testi Sonuçları Değişkenlerin Seviye Değerleri Değişkenlerin Birinci Farkı t-ist. TB t-ist. TB LNTGE -4.12 (1) 2010:02-8.19*** (1) 2008:12 LNEX -3.74 (4) 2007:04-6.31*** (3) 2011:11 LNOIL -4.46 (1) 2008:08-7.27*** (0) 2009:01 LNUNEMP -4.64 (12) 2008:09-5.67*** (3) 2009:03 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 483
F. BEŞEL ve F. YARDIMCIOĞLU Not: Tablo kritik değerleri, Model C için %1; -5.57, %5; -5.08 dir. Optimal gecikme uzunlukları Schwarz bilgi kriterine göre belirlenmiştir. Parantez içindeki değerler uygun gecikme uzunluğunu ifade etmektedir. *** ve ** sırasıyla serinin %1 ve %5 anlamlılık seviyesinde durağan olduğunu göstermektedir. 0.25 k 12 x( T /100) Uygulamada maksimum gecikme sayısı Schwert (1988) in geliştirdiği formülü kullanılarak belirlenmiştir. ZA testi sonuçlarına göre; LNTGE, LNEX, LNOIL ve LNUNEMP serisileri seviye değerinde, %1, ve %5 anlamlılık düzeyinde Model C için, test istatistiği mutlak değerce kritik değerlerden küçük olduğundan birim kök içermektedir. Değişkenlerin birinci farkı alındığında ise her iki anlam düzeyinde de durağan hale gelmektedir. Dolayısıyla tüm değişkenler birinci farkında durağan olmaktadır, yani I (1) dir. Tüketici Güven Endeksi için kırılma tarihi 2008 in 12.ayı iken döviz kuru değişkeni için 2011 in 11. ayıdır. Petrol fiyatlarında 2009 un 1.ayı işsizlik oranlarında ise 3.ayında kırılma görülmektedir. Kırılma tarihleri özellikle 2008 krizinin sonuçlarına işaret etmektedir. 3.3.2. Gregory-Hansen Eşbütünleşme Testi Sonuçları ve Değerlendirilmesi Serilerin durağanlık düzeylerinin belirlenmesinden sonra tüm değişkenlerin I (1) olmasından dolayı değişkenler arasında yapısal kırılma altında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığının tespiti amacıyla Gregory-Hansen eşbütünleşme testi yapılmış ve minimum ADF test istatistiği ve kırılma dönemi Tablo 2 de gösterilmiştir. Tablo 2: Gregory-Hansen Eşbütünleşme Testi Sonuçları Model Kırılma Dönemi ADF İstatistiği Model C/S 2009:11-6.76 (1) Not: Kritik değerler Gregory and Hansen (1996:109) dan alınmış olup %1 için -6.51, %5 için - 6.00 dır. Parantez içindeki değer Akaike Bilgi Kriteri tarafından seçilen gecikme sayısını göstermektedir. Minimum ADF istatistiği mutlak değer olarak kritik değerlerden büyük olduğundan seriler arasında eşbütünleşme olmadığını gösteren temel hipotez red edilir. Dolayısıyla Gregory-Hansen testi sonuçlarına göre değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olduğunu ifade etmek mümkündür. Ayrıca, model için 2009 un 11.ayında yapısal kırılma söz konusudur. 3.3.3. Toda-Yamamoto Nedensellik Testi Çalışmanın bu bölümünde Tüketici Güven Endeksi ile diğer değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin varlığı ve yönü Toda-Yamamoto nedensellik testi kullanılarak analiz edilecektir. Değişkenler arasında nedensellik ilişkisi incelendiğinde; 484 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
Döviz kuru, tüketici güven endeksinin Granger nedenidir, Döviz kuru, işsizliğin Granger nedenidir, Petrol fiyatları, işsizliğin Granger nedenidir sonuçlarına ulaşılmaktadır. Tablo 3: Toda-Yamamoto Nedensellik Testi Sonuçları Temel Hipotez 2 İstatistiği Olasılık Değeri LNEX LNTGE 9.764748** 0.0207 LNOIL LNTGE 0.229608 0.9727 LNUNEMP LNTGE 2.502883 0.4748 LNTGE LNEX 1.134927 0.7686 LNOIL LNEX 2.515276 0.4725 LNUNEMP LNEX 1.833307 0.6077 LNTGE LNOIL 3.832502 0.2801 LNEX LNOIL 2.909462 0.4058 LNUNEMP LNOIL 0.508752 0.9170 LNTGE LNUNEMP 4.222692 0.2384 LNEX LNUNEMP 9.527896** 0.0230 LNOIL LNUNEMP 9.341484** 0.0251 Not: Uygun VAR modeli için p değeri Schwarz Bilgi Kriterine göre belirlenmiştir. Gecikme uzunluğu (p=1) + (dmax=2) = 3 şeklinde belirlenmiştir. **, %5 anlamlılık düzeyinde nedensellik ilişkisi olduğunu göstermektedir. Tüketici Güven Endeksi sadece döviz kurundaki değişmeler tarafından açıklanabilmekte iken; işsizlik, döviz kuru ve petrol fiyatlarındaki değişmeler tarafından açıklanabilmektedir. SONUÇ Ekonomik aktörlerin kararlarında beklenti ve güven unsurunun önemi literatürde kabul edilen bir gerçektir. Bu bağlamda TÜİK tarafından 2004 yılından itibaren yayınlanan Tüketici Güven Endeksi nin makro değişkenlerle ilişkisinin araştırıldığı bu çalışmada Tüketici Güven Endeksi, Döviz Kuru, Petrol Fiyatları ve İşsizlik veri setleri 2005:01-2014:10 dönemi itibarıyla aylık veriler ile analiz edilmiştir. Çalışmada kullanılan Gregory Hansen eşbütünleşme testi sonuçlarına göre aralarında eşbütünleşme ilişkisi bulunan değişkenler Toda Yamamoto nedensellik analizi ile incelenmiştir. Nedensellik analizi sonucunda Tüketici Güven Endeksi sadece döviz kurundaki değişmeler tarafından açıklanabilmekte; işsizlik ise döviz kuru ve petrol fiyatlarındaki değişmeler tarafından açıklanabilmektedir. ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 485
F. BEŞEL ve F. YARDIMCIOĞLU Bu bağlamda Tüketici Güven Endeksi nin döviz kurundaki değişimlere duyarlı olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Elde edilen bulgulara göre ekonomi ve maliye politikalarına yön verenler için tüketicilerin güvenini sağlama amacı güdüldüğünde çalışmada kullanılan makro değişkenlerden kullanılabilecek en etkili araç döviz kurudur. Veri seti için henüz ekonometrik analizde kullanılabilecek yıllık yeterli gözlem sayısının mevcut olmaması çalışmanın en önemli handikapıdır. İlerleyen yıllarda yeterince gözlem sayısına ulaşıldığında yapılacak analizler daha gerçekçi sonuçlara ulaşılmasını sağlayabilecektir. En nihayetinde tüketici güven endeksinin tüketicilerinin algılarından meydana geldiği ve bu algının da aylık değişimlerden ziyade yıllık değişimler ile anlamlı olabileceği unutulmamalıdır. KAYNAKLAR ARISOY, İbrahim (2013), Kaldor Yasası Çerçevesinde Türkiye de Sanayi Sektörü ve İktisadi Büyüme İlişkisinin Sınanması, Eskişehir Osmangazi Üniversitesi İİBF Dergisi, C.8 (1), ss.143-162. BÜYÜKAKIN, Figen, H. Bozkurt ve V. Cengiz (2009), Türkiye'de Parasal Aktarımın Faiz Kanalının Nedensellik ve Toda-Yamamoto Yöntemleri İle Analizi, Erciyes Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, S.33, ss.101-118. GREGORY, Allan W. and Bruce E. Hansen (1996), Residual-based tests for cointegration in models with regime shifts, Journal of Econometrics, V. 70 (1), pp.99-126. GÜRGÜR, Tuğrul ve Z. KILINÇ (2015), What Drives the Consumer Confidence in Turkey?, Research Notes in Economics, V.17, pp.1-13 http://www.opec.org/opec_web/en/ http://www.tcmb.gov.tr/wps/wcm/connect/tcmb+tr/tcmb+tr/main+menu /Istatistikler/Elektronik+Veri+Dagitim+Sistemi+EVDS1 http://www.tuik.gov.tr http://www.tuik.gov.tr/start.do;jsessionid=8gznjhtbx4f829pldkp171zgmflb TxjTNXKyGgKGm7sB2vV2ygrN!-1198864853 KANDIR, Serkan Yılmaz (2006), Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Getirileri İlişkisi: İMKB Mali Sektör Şirketleri Üzerinde Bir Uygulama, Ç.Ü. Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi, C.15, S.2, ss.217-230. ÖZSAĞIR, Arif (2007), Ekonomide Güven Faktörü, Elektronik Sosyal Bilimler Dergisi, C.6, S.20, ss.46-62. 486 ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016
PERRON, Pierre (1989), The Great Crash, the Oil Price Shock, and The Unit Root Hypothesis, Econometrica, V.57, pp.1361-1401. SCHWERT, William G. (1988), Tests For Unit Roots: A Monte Carlo Investigation, NBER Technical Working Paper Series, No: 73. TIRAŞOĞLU, Muhammed ve B. Yıldırım (2012), Yapısal Kırılma Durumunda Sağlık Harcamaları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: Türkiye Üzerine Bir Uygulama, Electronic Journal of Vocational Colleges, C.2, S. 2, ss.111-117. TODA, Hiro Y. and T. Yamamoto (1995), Statistical Inference In Vector Autoregressions With Possibly Integrated Processes, Journal of Econometrics, V. 66, No.1-2, pp.225-250. TOPUZ, Yusuf Volkan (2011), Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği, Ekonomik ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, C.7, S.1, ss.53-65. TUNALI, Halil ve İ. E. ÖZKAN (2016), Türkiye de Tüketici Güven Endeksi ve Tüketici Fiyat Endeksi Arasındaki İlişkinin Ampirik Analizi, İktisat Politikası Araştırmaları Dergisi, C.3, S.2, ss.53-66. YILANCI, Veli ve B. Özcan (2010), Yapısal Kırılmalar Altında Türkiye için Savunma Harcamaları ile GSMH Arasındaki İlişkinin Analizi, C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, C.11, S.1, ss.21-33. ZIVOT, Eric ve D. W.K. Andrews (1992), Further Evidence of the Great Crash, The Oil-Price Shock and The Unit Root Hypothesis, Journal of Business and Economic Statistics, V.10, No.3, pp.251-270. ICPESS 2016-ISTANBUL, 24-26 August 2016 487