Gönderim Tarihi: 27.04.2016 Kabul Tarihi: 07.11.2017 ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI: TÜRKİYE UYGULAMASI Serve CEYLAN * Burcu YILMAZ ŞAHİN ** A COMPARISON OF CORE INFLATION INDICATORS: AN APPLICATION FOR TURKEY Öz Enflasyon hedeflemesi rejimini benimseyen ülkelerde çekirdek enflasyonun para poliikasının şekillenmesinde önde gelen gösergelerdendir. 2002 yılından beri enflasyon hedeflemesi rejimini kullanan Türkiye de, dışlama yönemiyle dokuz çekirdek enflasyon gösergesi TÜİK arafından hesaplanmaka ve yayınlanmakadır. Çalışmada bu ölçülerden hangisinin daha iyi nieliklere sahip olduğu değerlendirilmişir. Bu amaçla, uzun dönem ilişkileri araşırmak amacıyla Engle-Granger Koenegrasyon Tesi ve sınır esi yaklaşımı, kısa dönem ilişkileri incelemek amacıyla Granger nedensellik esi ve haa düzelme modeli 2003:1-2015:3 dönemi aylık verileri vasıasıyla araşırılmışır. Bulgular, Türkiye de çekirdek enflasyon ölçülerinden D1 ve D2 çekirdek enflasyon ölçüsünün enflasyonu ahmin edebilme performansının diğerlerine göre daha iyi olduğunu gösermekedir. Anahar Kelimeler: Çekirdek Enflasyon, Dışlama Yönemi, Koenegrasyon, ARDL. Absrac I is obvious ha core inflaion is a main indicaor in moneary policy applicaion in counries which adoped inflaion argeing regime. Nine core inflaion indicaors calculaed and published via exclusion mehod by TÜİK in Turkey where inflaion argeing regime has been applied since 2005.In he sudy he core inflaion indicaor which has beer properies han he ohers has been evaluaed. For his purpose, he Engle-Granger co-inegraion es and Bound Tes were used o search long run relaionship and error correcion model and Granger causaliy es is used o search shor run relaion by employing monhly daa from he period of 2003:1 o 2015:3. The findings show ha D1 and D2 core inflaion indicaor is he bes indicaor o predic inflaion among he all core inflaion indicaors in Turkey. Keywords: Core Inflaion, Exclusion Mehod, Coinegraion, ARDL. * Prof. Dr., Giresun Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, e-posa: serve.ceylan@giresun.edu.r. ** Yrd. Doç. Dr., Giresun Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, e-posa: burcu.sahin@giresun.edu.r.
1. Giriş Fiya isikrarının sağlanması, 90 lı yıllardan iibaren para poliikasını uygulamakla görevli olan merkez bankalarının emel hedefi konumuna gelmişir. Bu kapsamda, düşük bir enflasyon oranıyla sürdürülebilir bir büyüme oramının sağlanması ana amaç olmakadır. Bu nokada, enflasyon oranını en doğru yansıacak endeksin seçimi ekonomiler açısından büyük önem aşımakadır. Para poliikalarının fiya değişimleri üzerindeki doğrudan ekilerini yansıan çekirdek enflasyon serileri de, uygulanan para poliikasının fiya isikrarı ve bekleyişler üzerindeki ekisini daha yakından görmek iseyen merkez bankaları açısından önemli hale gelmişir. Merkez bankalarının enflasyonu hedef alarak para poliikalarını belirlemeleri sonucunda enflasyonu doğru ahmin edebilecek öncü değişkenlerin belirlenmesi ön plana çıkmışır. Bu amaçla enflasyonun genel eğilimi hakkında bilgi veren, fiya endeksleri kullanılarak oluşurulan çekirdek enflasyon gösergeleri sık kullanılır hale gelmişir. Çekirdek enflasyon gösergelerinin enflasyonu ahmin edebilme performansı para poliikasının oluşurulması açısından önemlidir. Türkiye de de 2002 yılından iibaren uygulanmaya başlanan enflasyon hedeflemesi poliikası çerçevesinde çekirdek enflasyon gösergeleri kullanılmaya başlanmışır. Çalışmada TÜİK arafından dışlama yönemi ile hesaplanan bu çekirdek enflasyon gösergelerinin enflasyonun genel eğilimini belirleme başarısı ve göserge nieliğine sahip olup olmadığı araşırılmışır. 2003:1-2015:3 dönemi aylık verilerin kullanıldığı analizlerde çekirdek enflasyon ve genel enflasyon serileri arasındaki kısa ve uzun dönem ilişkiler incelenmişir. Çalışmanın birinci bölümünde, çekirdek enflasyon kavramı anımlanmış, çekirdek enflasyonun ölçümüyle ilgili yaklaşımlara ve bu konuda yapılan çalışmalara yer verilmişir. İkinci bölümde, enflasyon ile çekirdek enflasyon ölçüleri arasında uzun dönem ilişkileri aynı seviyede durağan olan değişkenler için Engle-Granger Koenegrasyon Tesi, aynı seviyede durağan olamayan değişkenler için ARDL Modeli ile neden sonuç ilişkileri de Haa Düzelme Modeli ve Granger Nedensellik esleriyle incelenmişir. Çalışmanın son kısmında ise, sonuç bölümü ve çalışmanın genel bir değerlendirmesi yer almakadır. 2. Çekirdek Enflasyon; Teori ve Lieraür Üzerinde uzlaşma sağlanmış bir anım bulunmamasına karşın, çekirdek enflasyonun genel enflasyon rendinin iyi bir gösergesi olduğu konusunda görüş birliğine ulaşıldığı görülmekedir (Clark 2001: 6). Bu 32
doğruluda doğru olarak ölçülen çekirdek enflasyonun genel enflasyon hakkında yeerince bilgi sağlayacağı ileri sürülmekedir. Çekirdek enflasyon erimi ilk defa Ecksein (1981) arafından kullanılmışır. Ecksein çekirdek enflasyonu, üreim fakörlerinin maliyeindeki arış eğilimi olarak anımlamışır. Ecksein e göre çekirdek enflasyon ekonominin uzun dönem genişleme paikasında oluşur ve durgun duruma ilişkin bir kavramdır (Ecksein 1981: 7). Bryan ve Cecchei (1994)'ye göre de çekirdek enflasyon, parasal büyümeye bağlı olarak ölçülen fiya endeksinin uzun dönem veya kalıcı bileşenleridir ve genel fiya değişiminin birkaç yıl sürmesi beklenen, dolayısıyla yakın ve ora vade için enflasyon öngörüsü yapılması amacıyla kullanılabilen kısmını emsil emekedir. Smih ise çekirdek enflasyonu; gelecekeki enflasyonun başlıca gösergesi olarak anımlamakadır (Smih 2004: 254). Morana ya göre, iki emel özellik çekirdek enflasyonu anımlamaya yardımcı olur. Birincisi, çekirdek enflasyon uzun dönem kavramıdır; ikincisi, beklenilerle ilişkili bir kavramdır (Morana 2000: 7). Quah ve Vahey ise çekirdek enflasyonu, ölçülen enflasyonun ora ve uzun dönemde reel üreim üzerinde ekisi olmayan bileşeni olarak anımlamışır (Quah ve Vahey 1995: 1130). TÜİK in anımına göre ise, çekirdek enflasyon, enflasyonun geleceğine ilişkin ahmin edici gücü yüksek olan, enflasyonun eğilimini belirleyen ve para poliikasının oluşurulmasına yardımcı olan bir gösergedir. Çekirdek enflasyon, fiyalarda gözlenen üm geçici ekilerin arındırılması sonucunda fiyalar genel düzeyindeki arış anlamına gelmekedir. Çekirdek enflasyon kavramı, enflasyon hedeflemesi uygulayan ülkelerin aran sayısına paralel bir biçimde önem kazanmış ve bu şekilde çekirdek enflasyon ve enflasyon hedeflemesi kavramları birlike anılır olmuşur (TCMB 2001). Enflasyon hedeflemesi, merkez bankalarının fiya isikrarına ulaşmak için yararlandıkları bir yönemdir. Enflasyon hedeflemesi yönemi ilk defa 1990 yılında Yeni Zelanda da uygulanmaya başlamışır. Daha sonra Kanada, İngilere, İsveç, Finlandiya ve Avusuralya gibi gelişmiş ülkelerde başarı ile uygulanmış ve bu yönem daha sonra gelişmeke olan ülkelerde de uygulanmaya başlamışır (Serel 2014: 79). Türkiye de de 2001 yılında gerekli hazırlıklar ve duyurular yapılmış 2002 yılı başında örük enflasyon hedeflemesi rejimi uygulanmaya başlamışır. Bu uygulama 2005 yılına kadar devam emişir. 2005 yılının sonlarında enflasyon hedeflemesi uygulamasına geçilmeye karar verilmiş ve 2006 yılından iibaren uygulanmaya başlanmışır (Özaay 2009). Enflasyon hedeflemesi yönemi, merkez bankasının nihai hedefi olan fiya isikrarını sağlamak amacıyla, belirli dönemler iibari ile enflasyon 33
hedefleri belirlemesi olarak anımlanabilir. Bu yaklaşımda merkez bankası, belirli bir dönemde ulaşmaya çalışacağı bir enflasyon hedefi ilan eder. Genel enflasyon değerlerinin dönem sonu hedeflenen değeri uması amacıyla belirli ban değerleri içerisinde dalgalanmasına izin verirken, ban değerleri dışında harekeler oraya çıkarsa para poliikasında ayarlama yapar ve bunu kamuoyuna duyurur (Serel 2014: 57). Yönemin emeli beklenilerin yönlendirilebilmesine bağlıdır. Bu nedenle yönemin uygulanabilmesi için merkez bankası ve siyasi ikidar arafından yerine geirilmesi gereken bir çok krier vardır. Bu yönemde enflasyonun doğru bir şekilde ölçülmesi önemlidir. Ancak genel enflasyon oranı bazı problemlerden dolayı haalar aşıyabilmekedir. Merkez bankaları TÜFE serisinden yola çıkarak enflasyonun genel eğilimini belirlemek amacıyla çekirdek enflasyon gösergeleri oluşurmakadır. TÜFE, belirli sekör şokları, kamu arafından yönlendirilen fiyalardaki değişimler, uluslararası gelişmeler, arım ürünlerinin fiyalarında iklimden kaynaklanan ekiler gibi para poliikası dışında gelişen geçici ekileri içerdiğinden (Yiği ve Gökçe 2012) TÜFE de haa ve sapmalar olabilir. TÜFE deki haa ve sapmaların kaynağını anlamak Greenless ve Balk (2004) de belirildiği gibi, çekirdek enflasyon gösergelerinin başarılı kullanımı için önemlidir Çekirdek enflasyon gösergeleri, geçici ekileri ve oynak kalemleri görece kalıcı olanlardan ayırarak genel fiya endeksindeki değişimlerin ana eğilimini yansımalıdır (Andıç 2014: 2). Çekirdek enflasyon gösergelerinin hesaplanmasında üç yaklaşım bulunmakadır. İlki davranışsal ya da dışlama emelli yaklaşımdır (Blingnau vd. 2009). Bu yaklaşımda oynaklığa neden olan ve uzun dönem harekeleri belirsiz olan kalemler TÜFE den kalıcı olarak dışlanır (gıda ve enerji gibi). Bu yönem, kolay hesaplanabilmesi ve anlaşılabilir olması, zamanında, gecikmesiz bilgi sunması avanajlarına sahipir. Dışlama emelli yaklaşım günümüzde yaygın olarak kullanılmakadır. Faka birkaç çalışmada gıda ve enerji fiyalarının rend enflasyon hakkında bilgi içerip içermediği arışılmışır. Bu çalışmalara göre, enflasyonun uzun vadeli eğilimini bozan gıda ve enerji olmayabilir. Kearns (1998) göre, aşırı fiya değişikleri enflasyonun kalıcı bileşeninden dışlanırsa, değerli bilgiler de dışlanır. Bakhshi ve Yaes (1999) e göre de en oynak fiya unsurlarının dışarıda bırakılması çekirdek enflasyonun yanılıcı bir göserge olmasına neden olabilir. Marques, Neves ve Silva nın 2002 arihli çalışmaları da, dışlama yöneminin genel enflasyon rendini ölçmede başarısız olduğunu gösermişir. Cihan (2002) çalışmasında, gıda ve enerji fiyaları haricindeki TÜFE yi kullanarak hesaplanan çekirdek enflasyon gösergelerinin diğer iki gösergeye göre daha düşük bir performansa 34
sahip olduğu belirilmişir. Ceylan (2006), çalışmasında elde edilen sonuçlara göre de, Türkiye ekonomisi için dışlama ölçülerinin, diğer ölçülere göre daha başarılıdır. Çekirdek enflasyonun hesaplanmasında kullanılan ikinci yaklaşım eorik model emelli yönemlerdir. Bu yönemlerde eorik alyapıya bağlı olarak enflasyonu ekileyen fiya dışındaki değişkenlere ekonomerik yönemler uygulanmakır (Blingnau vd. 2009). Örneğin, Ecksein (1981) e göre çekirdek enflasyon üreim fakörlerinin maliyeindeki arış eğilimi, Quah ve Vahey e göre de ölçülen enflasyonun ora ve uzun dönemde reel üreim üzerinde ekisi olmayan bileşenidir ve bu değişkenler ekonomerik modele dâhil edilmelidir. Bu yönemin dezavanajı sandar bir anımının olmaması ve eorik alyapıya bağlı olarak hesaplanan çekirdek enflasyon gösergelerinin kamuoyuna açıklanmasının güç olmasıdır. Teorik model emelli çalışmalardan, Quah ve Vahey, İngilere için yapıkları öncü çalışmada enflasyon ve büyüme oranlarını içeren iki değişkenli yapısal vekör ooregresyon yönemi kullanmışlardır. Garner ve Vehinger (1998), Blix (1997) ile Dewacher ve Lusig (1997) gibi yazarlar Quah ve Vahey yönemini gelişirerek üç değişkenli (üçlü sisem) yapısal VAR modeli oluşurmuşlardır. Garner ve Vehinger (1998) ile Dewacher ve Lusig (1997) gelir ve enflasyon yanında kısa dönem faiz oranını üçüncü değişken olarak siseme ilave ederken, Blix (1997) para sokunu üçüncü değişken olarak siseme ilave emişir. Çekirdek enflasyonun hesaplanmasında kullanılan üçüncü yaklaşım, enflasyonun kalıcı ya da rend bileşeninin isaisiksel yönemler kullanılarak ayrılmasıdır. Bu yaklaşımda, sınırlı eki ahmincileri hesaplanarak enflasyondaki kısa vadeli dalgalanmaların ekisi oradan kaldırılmaya çalışılır (uç fiyaların çıkarılmasıyla hesaplanan oralamalar (rimmed means), ağırlıklı medyan (he weighed median) gibi). Bu yaklaşımda seriler normal dağılıma sahip değilse, örnek oralaması ana külenin en ekin ahmincisi (minimum varyans) olmamakadır. Yapılan araşırmalarda fiya değişikliklerinin normal dağılıma sahip olmadığı görülmüşür. Uç fiyaların çıkarılmasıyla hesaplanan oralamalar yöneminde, belirli bir al grubun sisemaik olarak dışlanması yerine, her ay uzun dönemden sapması en yüksek al grupların belirlenerek seriden çıkarılması sonucu dağılım normale yaklaşmaka ve elde edilen çekirdek enflasyon geçici arz şoklarını içermemekedir. Ancak arz şoklarının ekisini dışarıda bırakmak iserken, alep şoklarının ekisi de yok edilebilir (TCMB 2001: 14). Moron ve Zegarra (1999), Peru için alernaif çekirdek enflasyon ölçülerinin enflasyon hedeflemedeki başarısını araşırmışlardır. Analizler sonucunda enflasyon hedeflemesinde Peru için ağırlıklı medyan ölçüsünün bir yıllık dönem için en iyi 35
enflasyon ölçüsü olduğu belirlenmişir. Andrade ve O Brien 2001 arihli çalışmalarıyla, İngilere için sınırlı ekili ahmin edicilere dayalı çekirdek enflasyon ölçüleri belirlemişlerdir. Elde edilen bulgular, fiya değişimi serilerinin yüksek dereceden çarpık olduğunu, diğer bir ifadeyle normal dağılıma sahip olmadığını gösermişir. Normal dağılıma sahip olmayan seriler için en uygun ahmin edicinin sınırlı ekili ahmin ediciler olduğunu savunan yazarlar, bu nedenden dolayı ağırlıklı medyan veya uçlardan kesilerek elde edilen oralamanın İngilere için uygun çekirdek enflasyon ölçüsü olduğunu öne sürmüşlerdir. Çekirdek enflasyon gösergelerinin sahip olması gereken bir akım özellikler vardır. Roger (1997) çalışmasında, çekirdek enflasyon gösergelerinin sahip olması isenen özellikleri anımlamışır. Roger a göre, çekirdek enflasyon gösergeleri öncelikle sağlam ve arafsız olmalıdır, kalıcı ve geçici enflasyon ayrımında ekin olmalı ve hedeflenen enflasyon ölçüsünden sapma olmamalıdır, zamanında, gecikmesiz bilgi sunmalı, güvenilir ve doğrulanabilir olmalıdır. Marques v.d. (2002) ne göre de çekirdek enflasyon ölçülen enflasyonla uzun dönem ilişki içinde olmalı ve kısa dönemli ilişki, çekirdek enflasyondan ölçülen enflasyona doğru ek yönlü (çekirdek enflasyonun dışsal olması) olmalıdır. Wynne (1999) çalışmasında, çekirdek enflasyon gösergelerinin sahip olması gereken özelliklere alı özellik daha eklemişir. Bu özellikler; çekirdek enflasyon gösergeleri gerçek zamanla uyumlu olmalı, geleceğe dönük olmalı, geçmiş performansı iyi olmalı, halk arafından anlaşılabilir olmalı, her yeni gözlem elde edildiğinde eski gözlemler değişmemeli ve parasal eoride bazı kuramsal emele sahip olmalıdır. Holden da (2006), çekirdek enflasyonun isaisiksel ölçümünün emel özelliklerini öne sürmüşür. Bu özelliklere göre çekirdek enflasyon; basi olmalı, enflasyondaki kalıcı değişiklikleri ayırmalı, ölçülen enflasyona öncü olmalı veya ölçülen enflasyonla uarlı olmalı, ölçülen enflasyonun arafsız gösergesi olmalı, düzleşirilmiş olmalı (düşük varyansa sahip olmak gibi), ölçülen enflasyon öngörü haası düşük olmalıdır. Türkiye de de açık enflasyon hedeflemesinin başladığı 2006 yılından iibaren para poliikasının şekillenmesinde çekirdek enflasyon ölçüleri kullanılmaya başlanmışır. TÜİK arafından dışlama yönemiyle hesaplanan bu gösergelerin daha önce de ifade edildiği gibi kolay hesaplanması, zamanında bilgi sunması ve anlaşılabilir olması gibi avanajlara sahip olduğu, diğer arafan, gerekli bilgilerin dışlanmasına da neden olabileceği söylenebilir. Bu nielikleri yanında çekirdek enflasyon ölçüsünün genel enflasyon rendini yansıması ve göserge nieliğinden dolayı dışsal olması beklenmelidir. Çalışmada Türkiye de çekirdek enflasyon ölçülerinin bu iki krier açısından değerlendirilmesi 36
yapılmışır. Bu amaçla çekirdek enflasyon ve TÜFE ikilileri arasındaki uzun dönem ilişkiler Engle Granger ve ARDL yönemiyle, kısa dönem ilişkiler Haa Düzelme Modeli ve Granger Nedensellik Tesi ile araşırılmışır. Çekirdek enflasyon ölçülerinin enflasyon rendini ahmin başarısı ise, Vega ve Wynne (2003) nın çalışmalarında kullanılan haa kareleri oplamının karekökü (roo mean square error: RMSE) isaisiği ile belirlenmişir. 3. Veri Sei ve Yönem Çalışmada 2003:1-2015:3 dönemine ai aylık veriler kullanılmışır. Veri sei Tablo 1 de sunulmuşur. TÜFE D1 D2 D3 D4 D5 37 D6 D7 D8 D9 Tablo 1: Çalışmada Kullanılan Veri Sei ÇALIŞMADA KULLANILAN DEĞİŞKENLER Tükeici Fiya Endeksi (TÜFE) Mevsimlik ürünler hariç TÜFE İşlenmemiş gıda ürünleri hariç TÜFE Enerji hariç TÜFE İşlenmemiş gıda ürünleri ve enerji hariç TÜFE Enerji, alkollü içkiler ve üün ürünleri hariç TÜFE Enerji, alkollü içkiler, üün ürünleri, fiyaları yöneilen/yönlendirilen diğer ürünler ve dolaylı vergiler hariç TÜFE Enerji, alkollü içkiler, üün ürünleri, fiyaları yöneilen/yönlendirilen diğer ürünler, dolaylı vergiler ve işlenmemiş gıda ürünleri hariç TÜFE Enerji, alkollü içecekler, üün ürünleri, işlenmemiş gıda ürünleri ve alın hariç TÜFE Enerji, gıda ve alkolsüz içecekler, alkollü içkiler ile üün ürünleri ve alın hariç TÜFE Veriler, TC. Merkez Bankası elekronik veri abanından (EVDS) elde edilmiş olup, TRAMO-SEATS yönemi ile deerminisik mevsimselliken arındırılmışır. Çalışmada değişkenlerin önünde kullanılan L, ilgili değişkenin logarimasının Δ ise, birinci farklarının alındığını ve değişkenin büyüme oranını gösermekedir. Çalışmanın amacı, TÜFE ile çekirdek enflasyon ölçüleri arasında uzun ve kısa dönem ilişkilerinin incelenmesi ve çekirdek enflasyon ölçüleri arasında enflasyonu ahmin edebilme açısından en iyi performans göserenin belirlenmesidir. Bu amaçla ve muhemel bir sahe regresyon ilişkisinden kaçınmak için öncelikle bu değişkenlerin birim kök aşıyıp aşımadıkları araşırılmışır. Birim kök sınaması, Dickey ve Fuller (1979; 1981) arafından gelişirilen genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) esi ve Phillips-Perron (PP) (1988) esi kullanılarak yapılmışır.
ADF esi için aşağıdaki (1) ve (2) numaralı denklemler ahmin edilmişir. x x k x 0 1 1 i i (1) i 1 x x rend k x 0 1 1 2 i i (2) i 1 PP esi için ise (3) ve (4) numaralı denklemler ahmin edilmişir. y y (3) 0 1 1 y y rend (4) 0 1 1 2 Yukarıdaki (1), (2), (3) ve (4) numaralı regresyon denklemlerinde, x ve y ele alınan seriyi, k denkleme ilave edilen bağımlı değişken gecikmelerini, ile paramereleri, rend, doğrusal zaman rendini, Δ, fark operaörünü ve, haa erimini emsil emekedir. ADF ve PP birim kök eslerinde ele alınan serinin durağan olup olmadığını belirlemek için 1 parameresi kullanılır. Tahmin edilen denklemde 1 =0 şeklinde ifade edilen sıfır hipoezinin reddedildiği düzeyde ilgili serinin durağan olduğuna karar verilir. 1 kasayısının isaisiği, her iki es için es isaisiğinin asimpoik dağılımı aynı olduğundan, MacKinnon kriik değerleri ile karşılaşırılarak (Çağlayan ve Saçaklı 2006: 124) serinin durağan olup olmadığına karar verilir. Tablo 2: ADF ve PP Birim Kök Tesi Sonuçları ADF Birim Kök Tesi Sonuçları PP Birim Kök Tesi Sonuçları Trendsiz Trendli Trendsiz PP Trendli PP ADF ADF Değişken isaisikleri isaisikleri isaisikleri isaisikleri TÜFE -1.343 (0) -2.956 (1) -1.339 (7) -3.131 (2) D1-1.983 (9) -1.662 (9) -1.768 (6) -2.022 (6) D2-0.985 (1) -2.633 (1) -1.441 (3) -2.635 (4) D3-1.186 (0) -3.598** (0) -1.294 (11) -3.646** (5) D4-1.216 (1) -2.853 (1) -1.691 (4) -3.143 (4) D5-0.858 (0) -3.0543 (0) -0.893 (8) -3.135 (3) D6-1.076 (0) -2.559 (0) -1.163 (11) -2.517 (6) 38
D7-0.815 (13) -1.721 (13) -1.584 (7) -2.343 (7) D8 0.064 (13) -1.642 (13) -1.250 (7) -2.816 (7) D9-0.997 (10) -2.437 (10) -1.868 (7) -3.189 (7) TÜFE -10.689* (0) -10.701* (0) -10.664* (10) -10.730* (11) D1-5.271* (8) -5.652* (8) -9.784* (5) -9.964* (5) D2-8.287* (0) -8.314* (0) -8.239* (4) -8.233* (5) D3-7.415* (3) -7.409* (3) -11.541* (13) -11.651* (14) D4-7.987* (0) -8.052* (0) -7.943* (3) -7.979* (4) D5-11.531* (0) -11.502* (0) -11.591* (10) -11.553* (10) D6-11.866* (0) -11.861* (0) -11.964* (12) -11.976* (12) D7-2.576 (13) -2.598 (13) -6.685* (1) -6.745* (1) D8-3.247** (12) -3.158*** -4.930* (18) -4.899* (18) (12) D9-3.710* (9) -3.784** (9) -6.382* (7) -6.496* (7) No: Tabloda paranez içindeki değerler ADF birim kök esinde Akaike bilgi krierine göre espi edilen bağımlı değişken gecikmelerini, PP birim kök esinde Newey-Wes opimal uyarlama gecikmelerini, *, ** ve *** sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık seviyesinde serinin durağan olduğunu ifade emekedir. ADF ve PP birim kök esi sonuçları Tablo 2 de sunulmuşur. Tablodan 0.10 önem düzeyine göre D3 değişkeni dışındaki değişkenlerinin seviyelerinde birim kök aşıdığı görülmekedir. D3 değişkeni seviyesinde rendli ADF ve rendli PP eslerine göre durağan bulunmuşur. Değişkenlerin birinci farklarını ifade eden büyüme oranlarında ise ADF birim kök esine göre D7 dışındaki değişkenler, PP birim kök esine göre de büün değişkenlerin birim kök aşımadıkları espi edilmişir. Değişken ikileri arasında aynı seviyede ve en az birinci devresel farkında durağan olma gibi genel krierlerin oluşması durumunda, uzun dönem ilişkilerin incelenmesinde sandar koenegrasyon esleri kullanılabilir. Çalışmada uzun dönem ilişkilerin incelenmesinde, aynı seviyede durağan olan değişkenler için, Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen çif aşamalı koenegrasyon esi uygulanmışır. Bu esin ilk aşamasında kovaryans durağan değişkenlere ai uzun dönem denklemleri ahmin edilmişir; 39 x y (5) 0 1 1, y x (6) 0 1 2,
İkinci aşamada ahmin edilen (5) ve (6) no lu denklemlerden elde edilen haa erimleri için birim kök sınaması yapılmakadır. Aşağıda (7) numaralı denklemde verilen genişleilmiş Dickey-Fuller sınamasında (sabisiz ve rendsiz versiyonu) eğer birim kökün varlığı reddediliyorsa X ve Y değişkenleri arasında uzun dönem ilişkinin olduğu kabul edilmekedir. (7) i, 1 i, 1 Değişkenler arasındaki uzun dönem denklemlerden elde edilen haa erimlerine ilişkin ADF es isaisikleri Tablo 3 de sunulmuşur. Tablodan elde edilen bulgular, TÜFE ile D1 ve D2 ikililerinin iki versiyona göre de birim kök aşımadıklarını, diğer bir ifadeyle uzun dönem ilişkisi içinde olduklarını gösermişir. TÜFE ve diğer çekirdek enflasyon değişkenlerini içeren modellerde ise uzun dönem ilişki içinde olmadıkları espi edilmişir Tablo 3:Engle Granger Koenegrasyon Tesi Sonuçları Model ADF- TÜFE D1-4.082* D 0 1 1,1 1 0 1TÜFE 1,2-4.083* TÜFE D2-3.567** D 0 1 2,1 2 0 1TÜFE 2,2-3.575** TÜFE D4-2.780 D 0 1 4,1 4 0 1TÜFE 4,2-2.801 TÜFE D5-1.143 D 0 1 5,1 5 0 1TÜFE 5,2-1.126 TÜFE D6-1.919 D 0 1 6,1 6 0 1TÜFE 6,2-1.916 TÜFE D7-2.038 D 0 1 7,1 7 0 1TÜFE 7,2-2.073 TÜFE D8-1.884 D 0 1 8,1 8 0 1TÜFE 8,2-1.906 40
TÜFE D9-2.159 D 0 1 9,1 9 0 1TÜFE 9,2-2.249 No: * ve ** sırasıyla %1 ve %5 anlamlılık seviyesinde kasayının anlamlı olduğunu ifade emekedir. Engle-Yoo ablo kriik değerleri sırasıyla, 4, 3.37 ve 3.02 dir. Uzun dönem ilişki içinde olan iki değişken arasındaki kısa dönem ilişkileri (neden-sonuç) araşırmak amacıyla haa düzelme modelleri ahmin edilmişir. Granger (1988), uzun dönem ilişki içinde olan değişkenler arasındaki nedensel ilişkiyi sandar Granger (1969) nedensellik esiyle espi emenin sakıncalı olacağını belirmişir. Uzun dönem ilişki içindeki değişkenler arasındaki nedensellik analizinin sandar yönemle araşırılması modelde yanlış spesifikasyon yapılmasına (haa düzelme eriminin dâhil edilemediği için) ve orijinal seride var olan bilgilerin kaybolmasına (değişkenlerin farkının alınması sureiyle) neden olmakadır. Bu nedenle çalışmada uzun dönem ilişki içinde olan iki değişken arasındaki nedensel ilişkileri araşırmak amacıyla aşağıdaki (8) ve (9) numaralı haa düzelme modelleri ahmin edilmişir. l y u y x 11 1, 1 i i i i 1 i 1 i 1 r (8) k x u x y 12 2, 1 i i i i 2 i 1 i 1 s (9) (8) ve (9) numaralı denklemlerde l, r, k ve s; opimal gecikme uzunluklarını, y ve x; aralarında koenegrasyon ilişkisi olan değişkenleri, u1, 1 ve u2, 1 ; haa düzelme erimlerini,,, ve ; kasayıları, ise sabi erimi gösermekedir. Eğer (8) numaralı denklemdeki i ler ve (9) numaralı denklemdeki i ler bir büün olarak anlamlı ise veya u 1 ler negaif ve isaisiksel olarak anlamlı ise seriler arasında nedensellik ilişkisi olduğuna karar verilir (Miller ve Russek 1990: 223). Haa düzelme modeli sonuçları Tablo 4 de sunulmuşur. Tablodan görüldüğü üzere, ΔTÜFE (Genel Enflasyon) ve ΔD1 ikilisi arasında, ΔD1 den ΔTÜFE e doğru ek yönlü nedensel ilişki, ΔTÜFE ve ΔD2 ikilisi arasında da ΔD2 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü nedensel ilişki belirlenmişir. 41
Tablo 4:Haa Düzelme Modeli Sonuçları Nedenselliğin Yönü m,n 1 F esi JB 2 BPG HDK ΔD1 ΔTÜFE 7,1 4,277 (0,040) 1,586 (0,452) 13,190 (0,154) -0,233 (0,003) ΔTÜFE ΔD1 13,1 0,025 (0,873) 2,760 (0,251) 23,017 (0,113) -0,035 (0,329) ΔD2 ΔTÜFE 5,1 6,978 (0,009) 1,260 (0,532) 8,821 (0,265) 0,109 (0,080) ΔTÜFE ΔD2 1,1 0,299 (0,584) 0,469 (0,790) 3,495 (0,478) -0,088 (0,047) Nedenselliğin Yönü LM(1) LM(4) LM(12) ΔD1 ΔTÜFE 1,867 (0,171) ΔTÜFE ΔD1 2,064 (0,150) 5,021 (0,285) 7,969 (0,092) 14,901 (0,246) 12,151 (0,453) ΔD2 ΔTÜFE 0,034 (0,851) 5,465 (0,242) 16,513 (0,168) ΔTÜFE ΔD2 1,413 (0,234) 2,068 (0,723) 13,257 (0,350) No: m: bağımlı değişken gecikme uzunluklarını, n: bağımsız değişken gecikme uzunluklarını, HDK: Haa Düzelme Kasayısı, paranez içi değerler anlamlılık düzeyini, JB: Jarque bera normallik esini, LM(X): 1., 4. ve 12. dereceden Breusch-Godfrey LM ookorelasyon esini, BPG: Breusch-Pagan-Godfey değişen varyans esini gösermekedir. Uzun dönem ilişkisi içinde bulunmayan değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisini araşırmak amacıyla Granger (1969) arafından oluşurulan Granger nedensellik analizi kullanılmışır. Analizde kovaryans durağan değişken arasındaki ilişkinin (10) ve (11) numaralı denklemler arafından emsil edildiğini varsaymakadır. l y y x i i i i 1 i 1 i 1 r (10) 1 Ookorelasyon problemi espi edilen ΔTÜFE ΔD1, ΔTÜFE ΔD2 modellerinde bağımlı değişken gecikmeleri problem oradan kalkana kadar arırılmışır. 2 Haa erimleri normal dağılıma sahip olmayan ΔTÜFE ΔD1, ΔTÜFE ΔD2 modellerinde normal dağılımın sağlanması için kukla değişken ilave edilmişir. 42
k x x y i i i i 2 i 1 i 1 s (11) (10) ve (11) numaralı denklemlerde; y ve x nedensel ilişkinin araşırıldığı değişkenleri β,δ,λ,ψ ve φ : sabi ve kasayıları, l, r, k ve s; ilgili değişkene ai gecikme uzunluklarını ve 1 ile 2 ; haa erimlerini emsil emekedir. Yukarıdaki modellerde nedensel ilişkiler belirlenmesi için (10) numaralı modelde r i 0 ve (11) numaralı modelde i 1 s i 1 0 hipoezlerinin es edilmesi gerekir. Bu hipoezleri es emek içinse F 2 esi veya Wald( ) esi kullanılmakadır (Gujarai 2001: 621-622). Granger nedensellik esi ve diagnosik es sonuçları Tablo 5 de özelenmişir. Gecikme uzunluklarının espii için Akaike bilgi krierinin kullanıldığı nedensellik analizinde maksimum gecikme uzunluğu 12 olarak alınmışır. Tablodan da görüldüğü üzere, ΔD4 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD5 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD6 dan ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD7 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD8 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü nedensel ilişki espi edilmişir. Tablo 5:Granger Nedensellik Tesi Sonuçları Nedenselliğin Yönü m,n 3 F esi JB 4 BPG ΔD4 ΔTÜFE 4,1 7,957 (0,005) 2,616 (0,270) 7,982 (0,157) ΔTÜFE ΔD4 1,1 0,226 (0,634) 1,658 (0,436) 3,612 (0,306) ΔD5 ΔTÜFE 1,4 2,563 (0,041) 2,871 (0,237) 6,436 (0,266) ΔTÜFE ΔD5 1,1 0,279 (0,598) 0,659 (0,719) 1,957 (0,123) ΔD6 ΔTÜFE 1,4 2,676 (0,034) 3,398 (0,182) 5,541 (0,353) ΔTÜFE ΔD6 1,1 0,841 4,589 1,905 i 3 Ookorelasyon problemi espi edilen ΔTÜFE ΔD7, ΔTÜFE ΔD8, ΔTÜFE ΔD9 modellerinde bağımlı değişken gecikmeleri problem oradan kalkana kadar arırılmışır 4 Haa erimleri normal dağılıma sahip olmayan ΔTÜFE ΔD4, ΔTÜFE ΔD5, ΔTÜFE ΔD9 modellerinde normal dağılımın sağlanması için kukla değişken ilave edilmişir. 43
(0,360) (0,101) (0,385) ΔD7 ΔTÜFE 4,2 4,487 (0,013) 2,615 (0,270) 10,075 (0,121) ΔTÜFE ΔD7 4,1 0,701 (0,403) 1,287 (0,525) 13,172 (0,589) ΔD8 ΔTÜFE 4,1 7,275 (0,007) 3,704 (0,156) 8,933 (0,111) ΔTÜFE ΔD8 13,1 1,068 (0,366) 0,101 (0,950) 17,993 (0,207) ΔD9 ΔTÜFE 4,1 3,626 (0,303) 3,023 (0,220) 8,715 (0,121) ΔTÜFE ΔD9 10,1 1,318 (0,253) 1,268 (0,530) 1,145 (0,331) Nedenselliğin Yönü LM(1) LM(4) LM(12) ΔD4 ΔTÜFE 0,329 (0,565) 5,942 (0,203) 16,532 (0,167) ΔTÜFE ΔD4 0,897 (0,343) 2,948 (0,566) 13,173 (0,356) ΔD5 ΔTÜFE 0,015 (0,899) 1,856 (0,762) 11,637 (0,475) ΔTÜFE ΔD5 1,372 (0,244) 0,964 (0,429) 0,927 (0,522) ΔD6 ΔTÜFE 0,005 (0,941) 3,385 (0,495) 12,924 (0,574) ΔTÜFE ΔD6 0,921 (0,337) 5,499 (0,239) 17,352 (0,136) ΔD7 ΔTÜFE 0,006 (0,937) 3,769 (0,438) 17,917 (0,118) ΔTÜFE ΔD7 0,896 (0,343) 2,181 (0,702) 14,411 (0,275) ΔD8 ΔTÜFE 0,154 (0,694) 3,007 (0,556) 14,833 (0,250) ΔTÜFE ΔD8 0,132 (0,716) 2,193 (0,700) 10,552 (0,567) ΔD9 ΔTÜFE 0,008 (0,925) 2,154 (0,707) 14,950 (0,244) ΔTÜFE ΔD9 1,656 (0,201) 0,956 (0,435) 1,009 (0,445) No: nedensel ilişkinin yönünü ve F esi açıklayıcı değişken gecikme veya gecikmelerinin bir büün olarak sıfır olduğunu ifade eden boş hipoez için elde edilen F-esi isaisiğini gösermekedir. m: bağımlı değişken gecikme 44
uzunluklarını, n: bağımsız değişken gecikme uzunluklarını, HDK: Haa Düzelme Kasayısı, paranez içi değerler anlamlılık düzeyini, JB: Jarque bera normallik esini, LM(X): 1., 4. ve 12. dereceden Breusch-Godfrey LM ookorelasyon esini, BPG: Breusch-Pagan-Godfey değişen varyans esini gösermekedir. Aynı seviyede durağan olmayan değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi ahmin emek amacıyla dağıılmış gecikmeli ooregresif (ARDL) model (Peseran v.d. 2001) kullanılmışır. Peseran v.d. nin koenegrasyon yaklaşımı Sınır Tesi olarak a bilinmekedir. ARDL modelinde diğer koenegrasyon eslerinin aksine serilerin aynı seviyede durağan olmaları gerekmemekedir. Bu yönem durağan ya da durağan olmayan süreçleri anımlayan kriik değerler aralığını gelişirerek, değişkenlerin I(0) veya I(1) gibi sınıflandırılmasını önler. ARDL modelinde uzun dönem ilişkinin ahmininde iki aşamalı bir yol kullanılır. Birinci aşamada, değişkenler arasında eoride öngörülen uzun dönemli ilişkinin varlığı koenegrasyon olmadığını savunan boş hipoeze karşı uzun dönem ilişkinin varlığı hipoezleri ile es edilir. İkinci aşamada, eğer uzun dönemli ilişki espi edilmişse kısa ve uzun dönem paramereleri ahmin edilir. Çalışmada ahmin edilen ARDL modeli aşağıdaki gibidir; 45 p y y x y x 1 1 2 1 i i i i i 1 i 0 p (12) Sabi erim ve rend değişkenlerinin kasayıları Wald esine göre isaisiksel olarak anlamsız bulunduğundan modele dahil edilmemişir. (12) numaralı denklem farklı gecikme uzunlukları için ahmin edildiken sonra seriler arasında uzun dönem ilişkinin olmadığını savunan sıfır hipoezi F esi yardımıyla es edilir. Hesaplanan es isaisiği Pesaran v.d. (2001) arafından belirlenmiş al kriik sınırın alında kalırsa seriler arasında koenegrasyon ilişkisi olmadığını ileri süren sıfır hipoezi (H0: β 1 =β 2 =0) reddedilememekedir. Ancak hesaplanan F isaisiği, üs sınır değerini aşıyorsa seriler arasında uzun dönem ilişki olduğu sonucuna ulaşılmakadır. Hesaplanan F isaisiğinin al ve üs kriik sınırlar arasında kalması durumunda ise uzun dönem ilişki hakkında herhangi bir karar verilememekedir. Sınır esi, al sınır değerleri değişkenlerin I(0), üs sınır değerleri ise değişkenlerin I(1) olduğunu ifade emekedir. Sınır esinde alernaif modeller için gerekli olan opimal gecikme uzunlukları AIC bilgi krierleri yardımı ile espi edilmişir. Maksimum gecikme uzunluğu 12 olarak belirlenmişir. 12 gecikme için AIC
isaisiklerinden en küçük olan ve ookorelasyon problemi aşımayan gecikme uzunluğu olan opimal gecikme uzunluğu olarak espi edilmişir. Sonuçlar Grafik 1 de sunulmuşur. Grafik 1: AIC İsaisiklerine Göre Model Seçimi Bağımlı Değişken TÜFE Bağımlı Değişken D3 AIC krierine göre seçilen ARDL (10,5) modeline göre F isaisiği 3.817 olarak belirlenmişir. Bu değeri, Pesaran vd.(2001:300) deki ablo değerleri ile karşılaşırıldığında F isaisiği %10 anlamlılık seviyesinde Pesaran ın üs kriik değerini aşığı için seriler arasında uzun dönemli ilişkisinin varlığı espi edilmişir. AIC krierine göre seçilen ARDL (10,3) modeline göre ise F isaisiği 1.771 olarak belirlenmişir. Bu değer, Pesaran vd. nin ablo kriik değerlerinin alında kaldığı için uzun dönemli ilişki espi edilememişir. Bu nedenle bu model için Haa Düzelme Modeli ahmin edilememişir. Uzun dönemli ilişkinin varlığı espi edildiği ARDL modelinden elde edilen uzun dönem kasayıları Tablo 6 da sunulmuşur. Uzun dönem denkleminden elde edilen sonuçlar yorumlandığında D3 deki 1 puanlık arışın TÜFE yi 1.011 birim arırdığı, TÜFE ile D3 arasındaki ilişkinin %1 önem düzeyine göre isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmekedir. Tablo 6: ARDL (10,5) Modelinden Elde Edilen Uzun Dönem Kasayıları (Bağımlı Değişken TÜFE) Değişkenler Kasayılar -isaisikleri D3 1.011 228.112* No: *, %1 anlamlılık seviyesinde kasayının anlamlı olduğunu ifade emekedir. Uzun dönem kasayıların ahmin edilmesinden sonra (13) numaralı denklemde ifade edilen haa düzelme modeli kurularak kısa dönem kasayılar elde edilmişir. 46
p y EC y x u 0 1 1 i i i i i 1 i 0 p (13) (13) numaralı denklemde EC (error correcion), haa düzelme erimini ifade emekedir. Sonuçlar Tablo 7 da sunulmuşur. Tablo 7 da haa düzelme kasayısının negaif ve 1 den küçük ve aynı zamanda isaisiksel olarak %5 de anlamlı olması D3 den enflasyona doğru kısa dönemde nedensellik ilişkisi olduğunu ifade emekedir. Tablo 7: ARDL (10,5) Modeli Haa Düzelme Kasayısı (Bağımlı değişken TÜFE) Değişkenler Kasayılar -isaisikleri ECM(-1) -0.023-5.179* No: *, %1 anlamlılık seviyesinde kasayının anlamlı olduğunu ifade emekedir. Tablo 8 de ARDL (10,5) ve ARDL(10,3) modelinin diagnosik es sonuçları sunulmuşur. ARDL (10,5) Diagnosik Tesler ARDL (10,3) Diagnosik Tesler Tablo 8: ARDL Modeli Diagnosik Tesler JB 5 LM(1) LM(4) LM(12) BPG 2,427** (0,297) 1,381 (0,242) 0,826 (0,511) 0,810 (0,639) 0,375 (0,988) 1,432** 2,320 0,709 1,065 0,612 (0,489) (0,130) (0,587) (0,936) (0,861) Çalışmada bulunan uzun dönem kasayılarının isikrarlı olup olmadığını oraya koymak için CUSUM (Cumulaive Sum of Recursive Residuals) ve CUSUMSQ Cumulaive Sum of Squares of Recursive Residuals) esleri uygulanmışır. Buna göre, uzun dönem modelinin kalınılarının ve kalını karelerinin birikimli oplamlarının % 5 kriik çizgi aralıkları içinde yer alması modelin kasayılarının isikrarlı olduğunu oraya koymakadır. Şekil 1 de sunulan bu birikimli değerlerin ümüyle kriik sınırlar içinde kaldığı görülmekedir. 5 Haa erimleri normal dağılıma sahip olmayan ARDL(10,5) ve ARDL(10,3) modellerinde normal dağılımın sağlanması için kukla değişken ilave edilmişir. 47
Şekil 1: CUSUM ve CUSUMSQ Grafikleri Para poliikası amaçları için çekirdek enflasyon, enflasyon rendi alında bir ayna olmalıdır görüşünden harekele, Vega ve Wynne (2003) çekirdek enflasyon ölçülerinin enflasyonu ne kadar ahmin edebildiklerini ölçmek amacıyla enflasyonu Hodrick-Presco filresi ile bileşenlerine ayırmışlar ve elde edilen seriyi rend enflasyon olarak adlandırmışlardır. Trend enflasyon serisini kullanarak çekirdek enflasyon ölçülerinin performansını haa kareleri oplamının karekökü (roo mean square error: RMSE) isaisiği ile ölçmüşlerdir. Çekirdek enflasyonun, enflasyonu doğru ahmin edebilmesi için çekirdek enflasyon için hesaplanan RMSE değerinin, enflasyon için hesaplanan RMSE değerinden küçük olması gerekmekedir. RMSE aşağıdaki gibi hesaplanmakadır: RMSE T * 2 ( ) / i T * Burada, dönemi çekirdek enflasyon değerini, değerini, T gözlem sayısını ifade emekedir. enflasyon rend Çalışmada, çekirdek enflasyon ölçülerinin performansı RMSE isaisiği kullanılarak da ölçülmüşür. Sonuçlar Tablo 10 da sunulmuşur. Sonuçlara göre, çekirdek enflasyon ölçülerinden sırasıyla, D1, D9, D8, D7, D4 ve D2 nin enflasyon rendini ahmin edebilme performansı enflasyonun kendinden daha iyi olduğu espi edilmişir. 48
49 Tablo 10: RMSE İsaisikleri Çekirdek Enflasyon D1 D2 D3 D4 D5 D6 D7 D8 D9 0.287 0.431 0.526 0.347 0.532 0.573 0.311 0.304 0.297 Enflasyon TÜFE 0.495 Bulgular değerlendirildiğinde, enflasyon ile uzun dönem ilişki ve dışsallık özelliklerini sağlayan çekirdek enflasyon ölçülerinin D1, D2 ve D3 olduğunu görülmekedir. RMSE isaisiğine göre de D1 in enflasyon rendini ahmin edebilme performansı diğer ölçülere göre daha iyi olduğu görülmekedir. 3. Sonuç ve Değerlendirme Enflasyon değişkeni uygulanacak para poliikasının belirlenmesinde önemli bir rol oynamakadır. Diğer arafan enflasyon ölçüü olan TÜFE, para poliikası dışında geçici nielike olan başka fakörlerden de ekilendiğinden merkez bankaları için enflasyonun genel eğilimi konusunda yanılıcı bilgi verebilmekedir. Bu nedenle birçok ülkede geçici şokları dışlayan ve enflasyon eğilimini daha iyi yansıığı düşünülen çekirdek enflasyon ölçüleri hesaplanmakadır. Türkiye de de, TÜİK arafından Özel Kapsamlı TÜFE Gösergeleri adı alında 9 ade çekirdek enflasyon gösergesi yayımlanmakadır. Bu gösergeler dışlama yönemiyle hesaplanmakadır. Dışlama yönemi; hesaplanması kolay ve kamuoyu arafından kolaylıkla anlaşılabilir olduğu için birçok kurum arafından ercih edilmekedir. Öe yandan bu yönemde dışlanan kalemlerin önemli bilgiler içerebileceği ve bu bilgilerin de TÜFE den dışlanacağı en önemli eleşiri nokasıdır. Dışlama yönemi enflasyonun eğilimi hakkında önemli bilgiler sağlasa da bu ür isaisiksel yönemlerin ahmin kabiliyei sınırlıdır. Merkez bankaları arafından uygulanan para poliikası enflasyonu gecikmeli olarak ekilediğinden çekirdek enflasyonun, enflasyonun geleceğine ilişkin ahmin gücünün yüksek olması önemlidir. Bu çalışmada hangi çekirdek enflasyon ölçüsünün enflasyonu doğru ahmin eiğini belirlemek amacıyla, aynı seviyede durağan olan değişkenler için Engle- Granger Koenegrasyon Tesi, aynı seviyede durağan olamayan değişkenler için ARDL Modeli kullanılmış, neden sonuç ilişkileri de Haa Düzelme Modeli ve Granger Nedensellik Tesi ile ahmin edilmişir. Engle-Granger Koenegrasyon esine göre, TÜFE ile D1 ve enflasyon ile D2 ikililerinin uzun dönem ilişkisi içinde oldukları, TÜFE ve diğer değişkenlerin ise uzun dönem ilişki içinde olmadıkları espi edilmişir.
Uzun dönem ilişkisi içinde olan değişkenler arasındaki nedensel ilişkilerin espii için Haa Düzelme Modeli ahmin edilmişir. Haa Düzelme Modeline göre ΔTÜFE ve ΔD1 ikilisi arasında, ΔD1 den ΔTÜFE e doğru ek yönlü nedensel ilişki, ΔTÜFE ve ΔD2 ikilisi arasında da ΔD2 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü nedensel ilişki belirlenmişir. Aynı seviyede durağan olmayan TÜFE ve D3 değişkenleri için ARDL Modeli ahmin edilmişir. Model sonuçlarına göre, TÜFE ve D3 arasında uzun dönemli ilişki, kısa dönemde de D3 den TÜFE ye doğru nedensellik ilişkisi espi edilmişir. Uzun dönem ilişki içinde bulunmayan TÜFE ve çekirdek enflasyon ikilileri arasındaki nedensel ilişkilerin araşırılması Granger (1989) nedensellik esi vasıasıyla gerçekleşirilmişir. Tes sonuçlarına göre, ΔD4 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD5 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD6 dan ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD7 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü, ΔD8 den ΔTÜFE ye doğru ek yönlü nedensel ilişki espi edilmişir. Bu sonuçlara göre, Marques v.d. ifade edilen uzun dönem ilişki özelliğine D1, D2, D3, dışsallık özelliğine de D1, D2, D3, D4, D5, D6, D7, D8 gösergelerinin sahip olduğu görülmüşür. Çekirdek enflasyon ölçülerinin enflasyon rendini ahmin edebilme performansı açısından ise sırasıyla D1, D9, D8, D7, D4 ve D2 nin performansının daha iyi olduğu espi edilmişir. Üç özelliği dikkae alarak değerlendirdiğimizde, enflasyon rendinin ahmininde her ne kadar diğer çekirdek enflasyon ölçüleri ve diğer parasal gösergeler de bilgi içeriyor olsa da sırasıyla D1 ve D2 çekirdek enflasyon ölçülerinin daha iyi performans göserdiği espi edilmişir. Kaynaklar Andıç, Selen B. (2014). Yur İçi Üreici Fiya Endeksi Çekirdek Enflasyon Gösergeleri (No. 1406). Research and Moneary Policy Deparmen, Cenral Bank of he Republic of Turkey. Andrade, Isabel C. ve O Brien, Raymond J. (2001). A measure of core inflaion in he UK, Deparmen of Economics, Insiue for Economics and Business Adminisraion (ISEG), Technical Universiy of Lisbon Working Paper, No. 2001/05. Bakhshi, Hasan ve Yaes, Anhony (1999). To Trim or No o Trim? An Applicaion of a Trimmed Mean Inflaion Esimaor o he Unied Kingdom. Bank of England Working Paper 97, Bank of England, London. 50
Blix, Maren (1995). Underlying Inflaion: A Common Trends Approach. Bnak of Sweden Working Paper No:23. Blignau, Zelda, Farrell, Greg N., Munyama, Vicor, ve Rangasamy, Logan (2009). A Noe on he Trimmed Mean Measure of Core Inflaion in Souh Africa. Souh African Journal of Economics 77(4), 538-552. Bryan, Michael F. ve Cecchei, Sephen G. (1994). Measuring Core Inflaion. In Moneary Policy The Universiy of Chicago Press 195-219. Ceylan, Serve (2006). Türkiye Ekonomisi İçin Alernaif Çekirdek Enflasyon Ölçüleri. Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 20(2), 19-34. Cihan, Cengiz (2002). Measuring Core Inflaion in Turkey, Yüksek Lisans Tezi, Ora Doğu Teknik Üniversiesi, Ankara. Clark, Todd E. (2001). Comparing Measures of Core Inflaion. Economic Review-Federal Reserve Bank of Kansas Ciy, 86(2), 5-32. Çağlayan, Ebru, ve Saçaklı, İrem (2006). Saın Alma Gücü Pariesinin Geçerliliğinin Sıfır Frekansa Spekrum Tahmincisine Dayanan Birim Kök Tesleri İle İncelenmesi, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi 20.1, 121-137. Dewacher, Hans ve Lusig, Hanno (1997). A Cross-Counry Comparison of CPI as a Measure of Inflaion. Discussion Paper Series 97.06. Dickey, David A. ve Fuller, Wayne A. (1979). Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he American saisical associaion, 74(366a), 427-431. Dickey, David A. ve Fuller, Wayne A. (1981). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica: Journal of he Economeric Sociey,49(4), 1057-1072. Ecksein, Oo (1981). Core Inflaion. (New Jersey: Prenice-Hall, Inc.). Engle, Rober F. ve Granger, Clive W. (1987). Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing. Economerica: Journal of he Economeric Sociey, 55(2), 251-276. 51
Engle, Rober F. ve Byung S. Yoo (1987). "Forecasing and Tesing in Coinegraed Sysems," Journal of Economerics, 35, 143-159. Garner, Chrisine ve Wehinger, Ger D. (1998). Core Inflaion in Seleced European Union Counries. Oesrreichische Naionalbank Working Paper Series, No. 33. Granger, Clive W. (1969). Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-Specral Mehods. Economerica: Journal of he Economeric Sociey, 37(3), 424-438. Granger, Clive W. (1988). Some Recen Developmen in a Concep of Causaliy. Journal of Economerics 39(1), 199-211. Inernaional Labour Organizaion (ILO), Eurosa, IMF, OECD, World Bank, and he UN. 2004. Consumer Price Index manual: Theory and pracice, ed. Peer Hill. Geneva: Inernaional Labour Organizaion. Available a hp://www.ilo.org/public/english/bureau/sa/guides/ cpi/index.hm#manual Gujarai, Damodar N. (2001). Temel Ekonomeri. Çev. Ümi Şenesen ve Gökürk Şenesen. 2. Lieraür Yayıncılık. Holden, Rachel (2006). Measuring Core Inflaion. Reserve Bank of New Zealand Bullein, 69(4), 5 11. Kearns, Jonahan (1998). The Disribuion and Measuremen of Inflaion. Reserve Bank of Ausralia Research Discussion Paper 9810 (Sepember). Reserve Bank of Ausralia, Sydney, Ausralia. MacKinnon, James G. (1991) Criical Values for Coinegraion Tess. San Diego: Deparmen of Economics, Universiy of California 267-276. Marques, Carlos R., Neves, Pedro D. ve da Silva, Afonso G. (2002). Why should Cenral Banks avoid he use of he underlying inflaion indicaor?. Economics Leers, 75(1), 17-23. Miller, Sephan M. ve Russek, Frank S. (1990). Co-inegraion and error-correcion models: The emporal causaliy beween governmen axes and spending. Souhern Economic Journal, 221-229. Morana, Claudio (2000). Measuring Core Inflaion in he Euro Area. Working Paper 36, European Cenral Bank. 52
Morón, Eduardo A. ve Zegarra, Luis F. (1999). Predicabiliy of Compeing Measures of Core Inflaion: an Applicaion for Peru. Revisa de Análisis Económico, 14(2), 3-21. Pesaran, M. Hashem, Shin, Yongcheol, Smih, Richard J. (2001). Bounds Tesing Approaches o he Analysis of Level Relaionships. Journal of Applied Economerics, 16(3), 289-326. Phillips, Peer C. ve Perron, Pierre (1988). Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression. Biomerika, 75(2), 335-346. Roger, Sco (1998). Core Inflaion: Conceps, Uses and Measuremen. Reserve Bank of New Zealand Discussion Paper, 9, 1-29 Quah, Danny ve Vahey, Shain P. (1995). Measuring Core Inflaion. The Economic Journal, 105(432), 1130-1144. Özaay, Faih (2009). Türkiye de 2000-2008 Döneminde Para Poliikası. İkisa İşleme ve Finans, 24(275), 37-65. Smih, Julie K. (2001). Weighed Median Inflaion: Is This Core Inflaion?. Journal of Money, Credi and Banking 36(2), 253-263. Serel, Alpaslan (2014). Enflasyon Hedeflemesi Rejimi (Teorik Tarışmalar ve Ülke Uygulamaları Çerçevesinde). Ezgi Kiabevi Yayınları. TCMB (2001). Çekirdek Enflasyon Teknik Komie Çalışma Raporu. Wynne, Mark (1999). Core Inflaion: A Review of Some Concepual Issues. European Cenral Bank, Working Paper No.5. Vega, Juan L. ve Wynne, Mark A. (2003). A Firs Assessmen of Some Measures of Core Inflaion for he Euro Area. German Economic Review, 4(3), 269-306. Yiği, Özlem ve Gökçe, Ailla (2012). Türkiye de Çekirdek Enflasyon: Ekonomerik Bir Yaklaşım. Cenral Bank Review, 12(1), 37-51. 53