Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Akarım Mekanizması Seyfein ERDOĞAN Doç Dr., Kocaeli Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü serdogan@kou.edu.r Durmuş Çağrı YILDIRIM Arş. Gör., Kocaeli Üniversiesi, SBE cagri.yildirim@kocaeli.edu.r Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Akarım Mekanizması Öze Parasal oorienin kısa vadeli faiz oranlarında yapacağı bir değişiklik, doğrudan sermaye kullanım maliyeini ekileyerek firmaların yaırım davranışını ve hane halkının dayanıklı ükeim malları harcamalarını ekiler. Para poliikası lieraüründe, söz konusu ekileşim süreci, parasal akarımın faiz kanalı kavramı ile ifade edilir. Bu çalışmada, faiz kanalının işleyişi Türkiye özelinde incelenmekedir. Bu amaçla, 995:0 2007:09 dönemine ilişkin veriler kullanılarak VAR meodolojisinden yararlanılmışır. Elde edilen bulgular, faiz oranı kanalının parasal akarım sürecinde önemli bir rol oynadığını gösermekedir. Anahar kelimeler: Parasal akarım mekanizması, faiz kanalı, VAR modeli, para poliikası. Moneary Transmission Through Ineres Rae Channel in Turkey Absrac A change in he shor erm ineres rae made by cenral bank direcly affecs he firms decisions abou invesmen expendiure and household spending on durable goods. This process is defined as ineres rae channel. The aim of his paper is o invesigae empirically he ineres rae channel of moneary ransmission in Turkey, using a VAR mehod in he 995:0 2007:09 period. The empirical findings indicae ha ineres rae channel plays an imporan role in he moneary ransmission mechanism. Keywords: Moneary ransmission mechanism, ineres rae channel, VAR model, moneary policy. ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ, EKİM 2009, 4(2), 57 72 57
. Giriş Para poliikası kararlarındaki bir değişikliğin hasıla düzeyini ekileme süreci, parasal akarım kavramı ile ifade edilir. Faiz oranı kanalı, kredi kanalı, varlık fiyaları kanalı ve döviz kuru kanalı başlıca parasal akarım kanallarıdır. Parasal oorie arafından kısa vadeli faiz oranında yapılan bir değişiklik, bu kanallardan biri ya da bir kaçı yardımı ile ikisadi faaliye hacmini ekiler. Faiz kanalı, para poliikası kararlarındaki bir değişikliğin, faiz oranları ve dolayısıyla oplam alebi ekileme sürecini ifade emekedir. Geleneksel para poliikası kanalı olarak da anımlanan bu kanalın işleyişi aşağıdaki şekilde açıklanabilir: Para poliikası kararlarındaki değişiklik (daralıcı ya da genişleici para poliikası) Reel faiz oranlarında arış ya da azalış isikameinde değişiklik Firmaların yaırım kararı ile ükeicilerin dayanıklı ükeim mallarına ilişkin harcama kararlarında değişiklik Hasıla düzeyinde değişiklik Görüldüğü gibi, merkez bankasının emel poliika aracında (örneğin, bankalar arası para piyasası faiz oranı) yapacağı değişiklik firmaların yaırım kararları ile ükeicilerin dayanıklı ükeim mallarına ilişkin harcama kararları üzerinde ekili olmakadır. Lieraürde, söz konusu değişkenler arasındaki ekileşim süreci ele alınırken, poliika aracındaki değişikliğin sermaye kullanım maliyei ve dolayısıyla yaırım ve ükeim kararı üzerindeki doğrudan ekisine vurgu yapılmakadır. Bu çalışmada faiz kanalının işleyişi Türkiye özelinde ele alınacakır. Çalışma iki bölümden meydana gelmekedir. Birinci bölümde lieraür araşırması, ikinci bölümde ise, ekonomerik analiz yer almakadır. 2. Lieraür Araşırması Para poliikası akarım kanallarını eorik ve ampirik açıdan inceleyen geniş bir lieraür vardır. Lieraüre kakı yapan çalışmalardan bazıları sadece ek bir kanalın işleyişini ele alırken, bazıları da birkaç kanalın işleyişini incelemeye çalışmışır. Bu arada, faiz kanalının işleyişini konu alan çalışmaların sayıca pek fazla olmadığını belirmek gerekir. Faiz kanalını ek başına ya da diğer kanallar ile birlike ele alan, çalışmaların bulguları aşağıdaki şekilde özelenebilir. Bu konuda ayrınılı bilgi için bkz. Veda Cengiz (2007). 58 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
Taylor (995), parasal akarım mekanizmasını analiz emek amacıyla basi bir çaı sunduğu çalışmasında, faiz kanalının güçlü bir kanal olduğunu belirmişir. Taylor a göre para poliikası kararlarındaki bir değişiklik (faiz oranındaki değişiklik) yaırım ve ükeim davranışı üzerinde kayda değer düzeyde ekili olmakadır. Zhang ve Sun (2006), Çin de, ükeici kredileri sekörünün parasal akarım sürecini nasıl ekiliğini analiz emek üzere, dayanıklı ve dayanıksız ükeim malları ile bir genel denge modeli kurmuşlardır. Bu model kullanılarak parasal enjeksiyonlar ile ükeici kredileri ve reel akivie arasındaki kaliaif ve kaniaif ilişkiler araşırılmışır. Modelde, iki emel gerekçeye dayanılarak dayanıklı ve dayanıksız mallar ayrımına gidilmişir. Ayrıca, ükeici kredileri sekörünün dayanıklı malların saın alınması için finansman olanakları sağladığı varsayımı ileri sürülmüşür. Mallar arasında dayanıklılık emelinde yapılan ayrımın birinci nedeni, modelde sermayenin bulunmadığı varsayımıdır. Parasal akarım mekanizmasının kredi kanalı aracılığı ile oraya çıkan ekilerinin açıklanması için, dayanıklı mallar dayanıksız mallardan ayrılmaka ve sadece dayanıklı mallar ükeiminin ükeici kredileri piyasasından finanse edildiği, dayanıksız mallar ükeiminin ise, naki kullanımı ile gerçekleşirildiği kabul edilmekedir. Bu ür bir ayrım, para poliikasının dayanıklı malların ükeimi ve üreimi üzerinde kredi kanalı ile ekili olduğu sonucunu doğurmakadır. İkinci neden, dayanıklı mallar sekörü göreli olarak (dayanıksız mallar sekörü ile karşılaşırıldığında), faiz oranına daha fazla duyarlıdır. Söz konusu sekörel farklılıklar, faiz kanalı açısından önem arz emekedir. Zhang ve Sun (2006) ın modelinde, likidie ekisi (faiz oranı kanalı aracılığı ile oraya çıkan para poliikası ekisi) ve ödünç verilebilir fonlar ekisi (kredi kanalı aracılığı ile oraya çıkan para poliikası ekisi) hesaplanmışır. Elde edilen sonuçlara göre, ükeici kredisi piyasasının gelişmesi ve genişlemesi, kredi kanalını kuvvelendirdiği gibi faiz oranı kanalının işleyişindeki ekinliği de arırmakadır. Şöyle ki, ükeici kredileri piyasasının gelişmesi ile birlike faiz oranındaki değişiklik ükeici davranışlarını doğrudan ekilemeke ve ardından ükeim alebini ve oplam hasılayı ekilemekedir. Bu süreç, faiz oranı kanalının ekililiği anlamına gelmekedir. Chirink ve Kalckreuh (2003), Almanya da firmaların sabi sermaye yaırımları açısından faiz oranı kanalı ile kredi kanalının önemini incelemişlerdir. Bu amaçla, 6,408 firmanın finansal ablo, sermayenin kullanıcı maliyei ve kredi değerliliği (borçluların güvenilirlik gösergesi) ne ilişkin veri sei kullanmışlardır. Çalışmada, hem faiz oranı hem de kredi kanalının önemi oraya konmuşur. Yazarlar, faiz kanalının işleyişi açısından önem arz eden şu sonucu vurgulamışlardır: Yaırım harcamalarının faiz fiya duyarlılığı hem isaisiki hem de ekonomik olarak önemlidir. Yapıkları hesaplamalarına göre, nominal faiz oranlarında 00 baz puanlık bir dü EKİM 2009 59
şüş (enflasyonis beklenilerde bir revize olmadığında) iki yılda yaırım harcamalarında %7.55 ve Gayrı Safi Yur İçi Hasıla da yaklaşık %.40 lık bir arışa yol açar. Yaırım harcamaları GSMH yı arıracağından öürü nominal faizlerdeki eki hasılayı arırmakadır. Japonya nın 99 200 dönemine ilişkin aylık verilerini kullanan Iwaa ve Wu (2006), faiz oranı kanalının en önemli akarım kanalı olduğu sonucunu elde emişlerdir. Euro bölgesinde para poliikasının ekilerini araşıran Angeloni vd. (2003), faiz oranı kanalının işlediğine, bu kanalın dominan olmadığı yerlerde ise, banka kredi kanalının ya da diğer finansal akarım kanallarının varlığına ilişkin kanılara ulaşmışlardır. Disyaa ve Vongsinsirikul (2003), Tayland ın 993Q 200Q4 dönemine ilişkin verilerini es emişlerdir. Çalışmada elde edilen sonuçlar, yaırımların parasal şoklara duyarlı olduğunu ve bankaların para poliikasının reel ekonomik faaliyeleri ekilemede önemli bir rol oynadığını, varlık fiyaları kanalı ile döviz kuru kanalının ise, göreli olarak daha az önemli olduğunu gösermekedir. Buzen, Fuss ve Vermeulen (200), para poliikasının firma davranışları üzerindeki ekilerini incelemek amacıyla Belçika ekonomisinin büün sekörlerini kapsayan bir çalışma yapmışlardır. Çalışmada, farklı büyüklükeki firmalara ai 985 998 dönemine ilişkin veriler kullanılmışır. Elde edilen bulgular, hem geleneksel faiz oranı hem de bankaların parasal akarım sürecinde önemli bir role sahip olduğunu gösermekedir. Diğer bir deyişle, yaırım harcamalarının parasal şoklara karşı duyarlı olduğu ve bankaların para poliikasının reel ekonomiyi ekilemede önemli bir kanal işlevi gördüğü sonucuna ulaşılmışır. Bilan ve Kryshko (2007), Ukrayna da parasal akarım mekanizmasını ve özellikle faiz oranı kanalının göreli önemini incelemişlerdir. Bu ülkenin 997. 2003.2 dönemine ilişkin verilerinin kullanıldığı çalışmada, faiz oranı kanalının diğer parasal akarım kanallarına göre daha üsün olduğuna ilişkin bir kanıa ulaşılamamışır. Yue ve Zhou (2007), Çin in 996. 2005.8 dönemine ilişkin verilerini es emişlerdir. Çalışmada elde edilen bulgulara göre, ne yaırım harcamaları ile piyasa faiz oranı arasında ne de hane halkı ükeim harcamaları ile faiz oranı arasında nedensel ilişki söz konusu değildir. Papadamou ve Oikonomou (2007), sekiz geçiş ekonomisinin 2 996:04 2004:04 dönemine ilişkin verilerini coinegraion ve Error Correcion yönemlerini kullanarak incelemişlerdir. Çalışmada Çek Cumhuriyei, Macarisan, Polonya ve Livanya da kredi kanalının işleyişine ilişkin kanılara raslansa da, Esonya ve Leonya da geleneksel para kanalına ilişkin kanılara raslanmışır. 2 Esonya, Macarisan, Leonya, Livanya, Polonya, Çek Cumhuriyei, Slovakya, Slovenya. Bu ülkeler, Avrupa Birliği ne Mayıs 2004 iibariyle üye olmuşlardır. 60 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
Charoenseang ve Manaki (2007), Tayland da 2000.6 2006.7 döneminde faiz kanalının zayıf, buna karşın banka kredi kanalının geçerli olduğunu gösermişlerdir. Yazarlar, faiz oranı kanalı ile işleyen parasal akarımın, 2000 yılı Mayıs ayında enflasyon hedeflemesi sraejinin adapasyonu ile birlike zayıflamaya başladığını ifade emişlerdir. Agha vd (2005), Pakisan da 996.7 2004.3 dönemine ilişkin verileri kullanarak parasal akarım mekanizmasını incelemişir. Elde edilen bulgular, bu ülkede faiz kanalının yanı sıra banka kredi kanalı ve varlık fiyaları kanalının akif olduğunu, buna karşın döviz kuru kanalının göreli olarak daha az önemli olduğunu gösermekedir. Poddar, Sab ve Khackharyan (2006), Ürdün ün 996Q 2005Q dönemine ilişkin verilerini kullanarak faiz kanalı, kredi kanalı, varlık fiyaı kanalı ve döviz kuru kanalını incelemişlerdir. Elde edilen kanılara göre, söz konusu kanallardan hiçbiri önemli değildir. 3. Ekonomerik Analiz Çalışmada 995:0 2007:09 dönemine ilişkin aylık veriler kullanılarak Türkiye de parasal akarım mekanizmasının faiz kanalının ekililiği araşırılacakır. Bu amaçla sıklıkla VAR modelinden yararlanılmakadır. Çünkü, VAR meodolojisi ekonomideki gelişmeler doğrulusunda parasal oorielerce gerçekleşirilen içsel (endojen) epki ile dışsal (eksojen) parasal ekiyi ayır eme olanağı sağlamakadır (Smes ve Wouers, 999: 490). Tablo. Değişkenler DTM FAİZ Hİİ SSO Dayanıklı Tükeim Malları Bankalararası Gecelik Faiz Oranı Hazine İskonolu İhaleleri Faiz Oranı Sabi Sermaye Oluşumu VAR meodolojisinde ele alınan seriler Tablo de görülmekedir. Para poliikasında meydana gelen bir değişimi gösermek üzere bankalararası gecelik faiz oranı serisi modele eklenmişir. Çünkü TCMB nin emel poliika aracı Bankalararası Para Piyasası nda uygulanan kısa vadeli faiz oranlarıdır. Dolayısıyla para poliikası kararlarındaki bir değişikliğin gösergesi olarak Bankalararası Para Piyasası faiz oranı ercih edilebilir. Uzun vadeli reel faiz oranlarını gösermek üzere modele Hazine İskonolu İhaleleri faiz oranı eklenmişir. Para poliikasındaki değişimlerin ükeim üzerindeki ekisini gösermek üzere dayanıklı ükeim malları serisi modele dahil edilmişir. Son olarak sabi sermaye oluşumu serisi para poliikası değişimlerinin sermaye yarama ekisini incelemek üzere modele eklenmişir. EKİM 2009 6
Faiz kanalı, para poliikası kararlarında gerçekleşirilen bir değişikliğin reel faizleri ardından ükeim ve yaırım harcamalarını ekileyerek hasıla düzeyini değişirme sürecini ifade eder. Faiz kanalının işleyişinde emel anahar değişken uzun vadeli reel faiz oranıdır. Yani kısa vadeli faiz oranında gerçekleşirilen bir değişiklik reel faizleri ekileyerek oplam alebin emel bileşenleri olan ükeim ve yaırım harcamalarını, sonrasında ise hasıla düzeyini değişirir. Modelde FAİZ serisi dışındaki serilerin logarimaları alınmışır. Serilerin mevsimsellik durumları araşırılmış ve SSO serinin mevsimsel ekiye sahip olduğu görülmüşür. SSO serisinin mevsimsellik ekisinden arındırılması için Census X2 yönemi kullanılmışır. Hİİ serisi Hazine Müseşarlığı ndan diğer seriler ise TC Merkez Bankası ndan elde edilmişir. Hİİ serisi TÜFE serisinden elde edilen endeks yardımı ile reel hale geirilmişir. Hesaplamalarda E views 6.0 pake programı kullanılmışır. Granger ve Newbold, durağan olmayan zaman serileri kullanılarak elde edilen sonuçlarda sahe regresyon problemiyle karşılaşılabileceğini gösermişir (Granger, ve Newbold, 974). Bu nedenle çalışmada serilerin durağanlıkları önce ADF esi sonrasında Zivo Andrews (992) esi ile araşırılmışır. 3.. Dickey Fuller ve Augmened Dickey Fuller Tesleri Dickey ve Fuller (979) serilerdeki birim kökün varlığını geleneksel yolla hesaplanan isaisiği yerine gelişirdikleri τ isaisiği ile araşırmışlardır. Dickey ve Fuller in birim kökün araşırılmasında kullandıkları hipoezler ve modeller aşağıdaki gibidir (David A. Dickey ve Fuller, 979; David A. Dickey ve Fuller, 98). H 0 : ρ = :Birim kök var (seri I() ) H : ρ = 0 :Birim kök yok (seri I(0) ) Y Y = = ρ ρ Y + θ i Y i + i= e () ρ α + ρ Y + θ i Y i + e (2) i= Y = ρ α + β + ρ Y + θ i Y i + i= e (3) Analiz sonucunda τ isaisiğinin mulak değeri, DF ya da ADF kriik değerinden büyük ise, serinin durağan olmadığını öne süren emel hipoez yerine durağan olduğunu öne süren alernaif hipoez kabul edilmekedir (Gujarai, 2006: 720). Diğer arafan serinin birim köke sahip olduğunu öngören emel hipoezin kabul edilmesi durumunda serinin farkının alınması gerekmekedir. Aksine alernaif 62 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
hipoezin kabul edilmesi durumunda ise serinin rend durağan olduğu sonucuna ulaşılmakadır. 3.2. Dickey Panula (987) Tesi Dickey Panula (987), bazı serilerin birinci farklarının alınmasının birim kök sorununu oradan kaldırmadığını ve bu nedenle birden çok fark alınmasının gerekebileceğini söylemişlerdir. Bir birim kökün var olması durumunda kullanılan y = a0 + γ y + ε eşiliği yerine aşağıdaki hipoezler ve eşilik kullanılmakadır (Dickey ve Panula, 987: 455 46; Enders, 995). H = ( 2), () 2 0 I y = a 0 y H =. I + β + ε Eşilike β parameresinin sıfıra eşi olup olmadığı sınanmakadır. β = 0 varsayımını yapan emel hipoez reddedilmezse serinin I(2) olduğu sonucuna varılmakadır (Enders, 995: 227). 2 y = a 0 + β y + β y + ε 2 2 Yukarıdaki eşilike ise β < 0 ve β = 0 2 olduğunu varsayan emel hipoez ile, serinin durağan olduğunu öne süren alernaif hipoez sınanır. Serinin birinci farkının alınması durumunda birim kökün oradan kalkığını öngören emel hipoez reddedilmeke ve serinin durağan olduğuna karar verilmekedir. Bu bağlamda r ane birim köke sahip serinin durağanlık analizi aşağıdaki eşilik ile yapılmakadır (Enders, 995: 228). r y r β y + (4) (5) = a0 + ε (6) Zaman serisi analizlerinde ele alınan döneme göre seriler yapısal kırılmaya sahip olabilmekedir. Ancak serilerin durağanlığının yapısal kırılmayı dikkae almayan birim kök esleri ile araşırılması sonucunda durağanlık hakkında yanlış bilgilere ulaşılması söz konusu olabilmekedir. Seride meydana gelen yapısal kırılma, serinin oralamasını, rendini ya da hem oralamasını hem de rendini ekileyebilmekedir. ADF esi yapısal kırılmayı dikkae almadığından dolayı bu çalışmada serilerin durağanlığının araşırılmasında hem ADF hem de Zivo Andrews (992) esleri birlike kullanılmışır. 3.3. Zivo Andrews (992) Birim Kök Tesi Perron, makroekonomik zaman serilerinin bir birim kök ile karakerize edilemeyeceğini aslında serilerdeki dalgalanmaların geçici olduğunu söylemekedir. Makroekonomik gösergelerdeki şokların, kalıcı bir eki bırakığını öne sürmüşür. Bu bağ EKİM 2009 63
lamda, 929 Büyük Bunalımı nı ve 973 eki perol fiyalarındaki şoku ele almışır. Serilerin 929 Büyük Bunalımı veya 973 perol fiya şokunda rendde bir kırılma ile rend durağan olduğunu öne süren alernaif hipoeze karşı birim kök içerdiğini öne süren emel hipoezi kullanarak serilerin durağanlığını araşırmışır. Perron (989) un çalışması kırılmayı göz önüne almayan birim kök esleri sonucunda fark durağan çıkan bazı serilerin bir yapısal kırılma ile rend durağan olduğunu gösermişir. Zivo Andrews, Perron un varsayımlarını kullanmışlardır. Zivo Andrews esi, Perron esinin kırılmayı dışsal kabul emek yerine içsel olarak hesaplayan bir varyasyonudur (Perron, 989; Zivo Andrews, 992). Kırılmayı içsel olarak belirleyen Zivo Andrews esinde, serilerin durağanlık durumunun incelenmesinde 3 model kullanmakadır. Bu modeller aşağıdaki gibidir (Zivo ve Andrews, 992: 253): k c j y j + j= Model A: y = + αy + β + θdu ( λ) + µ e (7) k d j y j + j= Model B: y = + αy + β + γ DT ( λ) + µ e (8) k d j y j + j= Model C: y = + αy + β + θdu ( λ) + γ DT ( λ) + µ e (9) Model A da kırılma, sadece serinin oralamasında (sabiinde) görülmekedir. Model B de sadece rendde kırılma görülmekedir. Model C de ise hem sabie hem de rendde kırılma görülmekedir. Modellerde, (,2,3, ) dönem sayısını gös λ DT λ yapay ermekedir. TB kırılma zamanıdır. Denklemlerdeki DU ( ) ve ( ) değişkenleri, sırasıyla sabi ve renddeki kırılmayı gösermekedirler. DU ( λ) kukla değişkeni için, > TB olduğu durumda DU ( λ) =, diğer durumlarda DU ( λ) = 0 değerini almakadır. Diğer arafan DT ( λ) kukla değişkeni için > TB olması durumunda ( λ ) = TB ve aksi durumda 0 değerini almakadır DT (Zivo ve Andrews, 992: 253 254). Zivo Adrews esinin hipoezleri Perron (989) esinde kullanılan hipoezlerdir. Zivo Andrews esinde, seride < TB < zamanında bir yapısal kırılma ile birim köke sahip olduğunu öne süren emel hipoeze karşı serinin rend fonksiyonunda T B zamanında içsel bir değişme ile rend durağan olduğunu söyleyen alernaif hipoez analiz edilmekedir (Zivo ve Andrews, 992: 254). Tablo 2 ve Tablo 3 de serilerin ADF Dickey Panula esleri ile Zivo Andrews es sonuçları görülmekedir. 64 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
Tablo 2. ADF ve Dickey Panula Tes Sonuçları ADF TESTİ DICKEY PANTULA TESTİ Tes Kriik Kriik Tes Kriik Değer Kriik Değer Değişkenler isaisiği Değer (%) Değer (%5) isaisiği (%) (%5) 2.75 2.96 DTM 4.02 3.44 2.58.94 (2) () FAİZ 3.84 (7) 3.47 2.88 Hİİ 5.39 (9) 3.47 2.88 SSO.55 (3) 4.02 3.44 4.57 (2) 2.58.94 Paranez içindeki rakamlar, ilgili değişkenin birim kök esi için en küçük AIC değerlerini veren gecikmeleri gösermekedir. Tablo 2 deki sonuçlar incelendiğinde FAİZ ve Hİİ serileri düzeyde durağan, DTM ve SSO serisi ise fark durağandır. Ancak önceden açıklandığı gibi yapısal kırılmayı göz önüne almayan birim kök esi kullanılması durumunda serilerde var olabilecek yapısal kırılma, durağanlıkla ilgili yanlış sonuçlara ulaşılmasına neden olmakadır. Dolayısıyla Zivo Adrews esine başvurulmuşur. Tes sonuçları Tablo 3 de görülmekedir. Tablo 3. Zivo Andrews Tes Sonuçları Model A Model B Model C Değişkenler Minimum isaisiği Kriik Değer (%) Kriik Değer (%5) Kırılma Dönemi Minimum isaisiği Kriik Değer (%) Kriik Değer (%5) Kırılma Dönemi Minimum isaisiği Kriik Değer (%) Kriik Değer (%5) Kırılma Dönemi DTM 4.736 5.43 4.8 2.97 4.93 4.42 4.607 5.57 5.08 FAİZ 5.30 5.43 4.8 7 5.302 4.93 4.42 75 5.72 5.57 5.08 7 Hİİ 3.89 5.43 4.8 6.336 4.93 4.42 4 6.308 5.57 5.08 39 SSO 3.077 5.43 4.8 3.574 4.93 4.42 5.652 5.57 5.08 73 Uygun gecikme için AIC seçim krieri kullanılmışır. Tarihler iibari ile 39. dönem 998M3, 4. dönem 998M5, 7. kırılma dönemi 2000M, 73. dönem 200M, 75. dönem 200M3 karşılık gelmekedir. Kırılma dönemleri incelendiğinde 2000M ve 2003M3 dönemi kriz dönemi olduğu için bu dönemde oraya çıkan kırılmalar uarlıdır. Diğer arafan 998 yılında görülen kırılmalar Türkiye ekonomisinde 999 yılında uygulanan ekonomik isikrar programının öncesinde ekonomide gözlenen sorunlardan kaynaklandığı ahmin edilmekedir. EKİM 2009 65
Tablo 3 deki sonuçlar incelendiğinde DTM serisinin ADF esine uygun şekilde fark durağan çıkığı görülmekedir. Diğer arafan FAİZ, SSO ve Hİİ serileri ise Zivo Andrews esi sonucunda C Modeline uygun olarak hem sabie hem de rendde bir kırılma ile rend durağan çıkmakadırlar. Bu sonuçlar ışığında DTM serisinin birinci farkı alınarak, diğer üç seri C Modeli (sabi ve rendli model) ne göre durağanlaşırılmışır. Serilerin durağanlığının sağlanmasının ardından seriler arasındaki ilişkilerin incelenmesi için VAR modeline geçilebilir. Ancak VAR modelinde kullanılacak gecikme önemlidir. Bu nedenle opimum gecikmenin sağlanması için LR (Likelihood Raio), AIC (Akaike informaion crierion), SC (Schwarz informaion crierion), FPE (Final predicion error) ve HQ (Hannan Quinn informaion crierion) bilgi krierlerine başvurulmuşur. Tes sonucunda LR, FPE ve AIC değerlerinin 3. gecikme için minimum değer verdiği, SC ve HQ değerlerinin ise 0 gecikme için minimum değer verdiği görülmekedir. Bu sonuçlara göre VAR modelinde 3 gecikme kullanılmasının uygun olduğuna karar verilmişir. VAR modelinde sonuçları ekileyebilecek diğer önemli husus, serilerin VAR analizine hangi sıralama ile sokulması gerekiğidir. Serilerin analize sokulacağı sıra nedensellik esleri ile araşırılabilir. İkisadi değişkenlerin zaman içerisinde birlike hareke eikleri varsayımı üzerine kurulan VAR modeli, genellikle kuramdan bağımsız ya da en azından az önsel bilgi kullanılarak oluşurulmakadır (Johnson ve Dinardo, 996: 297; Gujarai, 2006: 749). Bu çalışmada Türkiye de ele alınan dönemde faiz kanalının işleyişi araşırılacakır. Dolayısıyla VAR modelinde kullanılması gereken sıralamanın sapanmasında, nedensellik esleri yerine kuramda açıklanan mekanizma kullanılmalıdır. Poliika Değişkeninde Değişiklik (Arış ya da Azalış) Tablo 4. VAR Modeli Sıralaması Reel Faiz Oranı Değişiklik FAİZ Hİİ DTM, SSO Toplam Talepe Değişiklik (Yaırım Harcamaları, Tükeim Harcamalarında Değişiklik) 3.4. Eki Tepki Analizi VAR analizinde kullanılacak opimum gecikme uzunluğu ve serilerin sıralanmasından sonra seriler arasındaki ilişkilerin incelenmesine geçilebilir. Bunun için ilk ola 66 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
rak eki epki analizi ele alınacakır. Eki epki fonksiyonu her içsel değişkene verilecek bir şoka serinin kendisinin ve diğer içsel değişkenlerin vereceği epkilerin ölçülmesi için kullanılmakadır. Böylelikle herhangi bir değişkende beklenmedik bir şokun diğer değişkenler üzerindeki ekisi ölçülebilmekedir. Eki epki analizi için önemli bir noka, serilere verilen bir şokun bir periyo sonunda oradan kalkması ve modelin isikrarlı dengeye kavuşması gerekiğidir. Model isikrarlı dengeye kavuşuğunda serilerdeki değişme duracakır. Modelin isikrarlı dengeye kavuşmaması durumunda en başa yaşanan şoka karşılık diğer içsel değişkenlerin verdikleri epkiler geri besleme ekisi ile daha da büyüyecek böylece her sonraki periyoa daha büyük bir şok oraya çıkacakır (Pindyck ve Rubinfeld, 99: 385 386). Eki epki analizinin doğru ölçümü ancak böyle sağlanabilmekedir. Eki Tepki fonksiyonundan elde edilen sonuçlar Şekil de görülmekedir. Şekil. Eki Tepki Analizi Şekil deki sonuçlar incelendiğinde FAİZ serisine verilecek bir birimlik poziif şoka karşılık Hİİ serisinde bir arış meydana gelmekedir. Söz konusu arış 2. aydan sonra isaisiksel olarak anlamlılığını kaybemekedir. Reel faiz oranı, enflasyon ora EKİM 2009 67
nından arındırılmış nominal faiz oranını gösermekedir. Buna göre daralıcı bir para poliikası (nominal faiz oranının düşüşü) karşısında reel faiz oranlarındaki yükselme eğilimi oraya çıkmaka ancak kısa sürede bu eki oradan kalkmakadır. FAİZ serisine verilen şoka karşılık DTM serisinin verdiği epki incelendiğinde 3. ayda bir düşüş meydana geldiği görülmekedir. Daralıcı para poliikası uygulaması, 3. ayda ükeim harcamalarında bir düşüşe neden olmakadır. Bu durum eorik bekleni ile uyumludur. Son olarak FAİZ serisine verilen bir birimlik şoka karşılık SSO serisinin 3. ayda düşüğü görülmekedir. Diğer bir değişle yaırım harcamalarının maliyelerinden biri olan faiz oranındaki yükselme, eori ile uarlı bir şekilde yaırım harcamalarında bir azalmaya neden olmakadır. Son durum daralıcı para poliikasının, ükeim harcamaları ile eş zamanlı olarak yaırım harcamalarında da bir düşüşe neden olduğunu gösermekedir. Ancak önemle belirmesi gereken diğer bir durum, kesikli çizgilerin 0 seviyesinin alında ya da üsünde kaldığı durumlarda şokun ekisi isaisiksel olarak anlamlıdır. Kesikli çizgilerin, 0 çizgisini içine aldığı durumlarda eki isaisiksel olarak anlamlı değildir. Örneğin FAİZ serisine verilen bir birimlik şoka karşılık SSO serisi başlangıça yükselme eğilimindedir. Ancak bu arış isaisiksel olarak anlamlı değildir. 3.5. Varyans Ayrışırması VAR modelinin dinamik harekeinin karakerize edilmesinin diğer bir yolu ise varyans ayrışırması analizidir (Pindyck ve Rubinfeld, 99: 389). Varyans ayrışırması analizinde bir değişkende meydana gelen değişmenin yüzde kaçının kendisi ve yüzde kaçının diğer değişkenlerce açıklandığı analiz edilmekedir. Böylelikle varyans ayrışırması ile serilerde meydana gelen değişimlerin kaynakları araşırılabilmekedir. Varyans ayrışırmasından elde edilen sonuçlar Tablo 5 de görülmekedir. Tablo 5 de Hİİ serisinin varyans ayrışırması sonuçları incelendiğinde bu seriyi kendisinden sonra en çok ekileyen serinin FAİZ serisi olduğu görülmekedir. FAİZ serisi Hİİ serisinde meydana gelen bir değişmenin ilk iki ayda sırası ile %0 ve %9 luk kısmını açıklamakadır. 0. ayda bu değer %9 dur. DTM serisinin varyans ayrışırması incelendiğinde bu seride meydana gelecek bir değişmeyi ilk iki ay en çok Hİİ açıklarken, üçüncü ayda %6 ile FAİZ oranı serisi açıklamaka, 0. aya gelindiğinde ise SSO serisinin açıklama gücünün %26 olduğu görülmekedir. Son olarak SSO serisinin varyans ayrışırması sonuçlarına göre seride meydana gelen bir değişmeyi kendisinden sonra en çok açıklayan değişkenin FAİZ serisi olduğu görülmekedir. SSO serisinde meydana gelen bir değişmenin ilk üç ayda FAİZ serisi yaklaşık %5 lik kısmını açıklamaka, bu değer 0. ayda %5 e çıkmakadır. 68 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
Tablo 5. Varyans Ayrışırması Variance Decomposiion of FAIZ: Periyo FAIZ HII DTM SSO 00.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 84.552 3.55024 6.62597 5.276262 3 77.8794.04068 5.890563 5.9685 0 72.94934.9680 9.048245 6.03440 Variance Decomposiion of HII: Periyo FAIZ HII DTM SSO 0.60540 89.39460 0.000000 0.000000 2 9.69225 88.40882 0.032067.939890 3 9.54683 88.0263 0.03949 2.3697 0 9.224653 82.08892 2.098443 6.587983 Variance Decomposiion of DTM: Periyo FAIZ HII DTM SSO 0.058 2.839099 97.4572 0.000000 2 3.206540 4.42773 9.72953 0.656 3 6.776387 4.328262 88.075 0.823839 0 8.297728 4.938804 60.30 26.45336 Variance Decomposiion of SSO: Periyo FAIZ HII DTM SSO 5.344870 0.4963 2.8988 9.69329 2 5.92732 0.868095 3.65422 89.56495 3 6.60997 5.56837 3.626306 84.20356 0 5.906 7.745379 9.024862 68.0395 VAR analizinden elde edilen sonuçların güvenilirliğinin araşırılması için bazı eslere başvurulabilir. İlk olarak VAR modelinin ookorelasyona sahip olup olmadığı araşırılmışır. Bunun için LM esi kullanılmışır. Tes sonuçlarına göre büün olasılık değerleri 0,05 en büyük olmasından dolayı modelin ookorelasyona sahip ol EKİM 2009 69
madığı sonucuna ulaşılmışır. Diğer arafan VAR modelinin durağan bir yapıda olup olmadığının incelenmesi için birim köklere bakılmışır. Büün köklerin birim çember içerisinde olduğu görülmüşür. Dolayısıyla köklerin birim çember içerisinde kalması VAR modelinin durağan olduğunu gösermekedir. Diğer bir analiz VAR modelinin değişen varyansa sahip olup olmadığına yönelikir. Bu analiz ile elde edilen Ki kare değerinin 352 ve olasılık değerinin de 0,62 olduğu sonucuna ulaşılmışır. Elde edilen bulgulara göre modelin değişen varyansa sahip olmadığını öne süren emel hipoez kabul edilmeke ve modelde değişen varyans sorununun mevcu olmadığı görülmekedir. Son olarak normallik esi yapılmış ve Ki kare değerinin 356.7 olduğu ve Orak olasılık değeri (Join probabiliy) değerinin de 0,00 olduğu sonucuna ulaşılmışır. Elde edilen bu bulgulara göre haa erimlerinin normal dağılmadığını öne süren emel hipoez reddeilmeke ve serinin normal dağılımlı olmadığı sonucuna ulaşılmakadır. Bu çalışmada normal dağılım varsayımı göz ardı edilmişir. 4. Sonuç Çalışmada eki epki fonksiyonundan elde edilen sonuçlara göre kısa vadeli faiz oranındaki bir değişiklik 2. ayda uzun dönemli reel faiz oranında yükselişe, 3. ayda ise oplam alebin emel bileşenleri olan yaırım malları harcamaları ile dayanıklı ükeim malları harcamalarında azalışa neden olmakadır. Buna göre Türkiye de faiz kanalı ekili bir parasal akarım kanalıdır. Ancak önemli belirmek gerekir ki, kısa vadeli faiz oranındaki bir değişikliğin yaırım harcamaları ve dayanıklı ükeim malı harcamaları üzerindeki ekisi kısa sürelidir. 70 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ
Kaynakça Agha, Asif Idrees, Noor Ahmed, Yasir Ali Mubarik ve Hasam Shah (2005), Transmission Mechanism of Moneary Policy in Pakisan, Sae Bank of Pakisan Research Bullein,, (), 23. Angeloni, Ignazio, Anil K. Kashyap, Benoi Mojon ve Daniele Terlizzese, (2003), Moneary Transmission in he Euro Area: Does he Ineres Rae Channel Explain i All?, NBER Working Paper, No: 9984, 4. Bilan, Olena ve Maxim Kryshko (2007), Does Moneary Policy Transmission in Ukraine Go Through The Ineres Raes?, EERC Working Paper Series, 84. Elecronic copy available a: hp://ssrn.com/absrac=986204 Buzen, Paul, Caherine Fuss ve Philip Vermeulen (200), The ineres rae and credi channels in Belgium: An invesigaion wih micro level firm daa, The Naional Bank of Belgium Working Paper, No:8, 43. Cengiz, Veda (2007), Parasal Akarım Mekanizmasında Kredi Kanalının Ekinliği Üzerine Bir Analiz: Türkiye Örneği (990 2006), Kocaeli Üniversiesi SBE, Yayınlanmamış Dokora Tezi. Charoenseang, June and Pornkamol Manaki (2007), Thai Moneary Policy Transmission In An Inflaion Targeing Era, Journal of Asian Economics, 8, 44 57. Chirink, Rober S. ve Ulf von Kalckreuh (2003), On The German Moneary Transmission Mechanism:Ineres Rae And Credi Channels For Invesmen Spending, CESifo Working Paper, No: 838, 43. Dickey, David A., ve W. A. Fuller (979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, 427 43. Dickey, David A., ve W. A. Fuller (98), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, (4), 057 072. Dickey, David A. ve S. G. Panula (987), Deermining he Order of Differencing in Auoregressive Processes, Journal of Business & Economic Saisics, 5, (4), 455 46. Disyaa, Pii ve Pinnara Vongsinsirikul (2003), Moneary policy and he Transmission Mechanism in Thailand, Journal of Asian Economics,4,389 48. Enders, Waler (995), Applied Economeric Time Series, Unied Saes of America: John Wiley&Sons, Inc.. EKİM 2009 7
Granger, C.W.J., ve P. Newbold (974), Spurious Regressions in Economerics, Journal of Economerics, 2 (2), 20. Gujarai, Damodar N. (2006), Temel Ekonomeri, 4. b., çev. Ümi Şenesen ve Gülay Günlük Şenesen, İsanbul: Lieraür Yayıncılık. Iwaa, Shigeru ve Shu Wu (2006), Esimaing moneary policy effecs when ineres raes are close o zero, Journal of Moneary Economics, 53, 395 408. Johnson, J. ve J. Dinardo (996), Economeric Mehods, 4. ed., New York: McGraw Hill/Irwin Inc.. Papadamou, Sephanos ve Georgios Oikonomou (2007), The Moneary Transmission Mechanism: Evidence from Eigh Economies in Transiion, Inernaional Economic Journal, 2, ( 4), 559 76. Perron, P. (989), The Grea Crash, he Oil Price Shock and he Uni Roo Hypohesis, Economerica, 57, 6, 36 40. Pindyck, R., D. Rubinfeld (99), Economeric Models And Economic Forecass, Mcgraw Hill Company. Poddar, Tushar, Randa Sab ve Hasmik Khackharyan (2006), The Moneary Transmission Mechanism in Jordan, IMF Working Paper, WP/06/48, 26. Smes, Frank ve R. Wouers (999), The Exchange Rae and he Moneary Transmission Mechanism in Germany, De Economis, 47, (4), 489 52. Taylor, John B. (995), The Moneary Transmission Mechanism: An Empirical Framework, The Journal of Economic Perspecives, 9, (4), 26. Yue YI ding ve Shuang hong Zhou (2007), Empirical Analysis of Moneary Policy Transmission, Chinese Business Review, 6, (3), 6 3. Zhang, Yanchun ve Guofeng Sun (2006), China s Consumer Credi Secor Expansion and Moneary Transmission Mechanism: Wha Should China s Cenral Bank Do?, Journal of Chinese Poliical Science,, (), 79 93. Zivo, E. ve Donald W. K. Adrews (992), Furher Evidence on he Grea Crash, he Oil Price Shock, and he Uni Roo Hypohesis, Journal of Business & Economic Saisics, Vol:0, No:3. 72 ESKİŞEHİR OSMANGAZİ ÜNİVERSİTESİ İİBF DERGİSİ