TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006

69 TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 ÖZET Prof. Dr. Rahmi YAMAK Arş. Gör. Zehra ABDİOĞLU Hall un esadüfi yürüyüş modeli, cari ükeim harcamalarının yalnızca geçmiş dönemin ükeim harcamaları arafından açıklandığını ileri sürmekedir. Bu çalışmada, Türkiye de 1987-2006 döneminde dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamalarının esadüfi yürüyüş sergileyip sergilemediği es edilmişir. Ayrıca dayanıklı malların ükeim harcamalarını kapsayan oplam özel ükeim harcamalarının da esadüfi yürüyüş izleyip izlemediği incelenmişir. Elde edilen sonuçlara göre Türkiye de söz konusu dönem iibariyle hem dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları hem de oplam özel ükeim harcamaları Hall un esadüfi yürüyüş modelinin varsayımlarını doğrulamakadır. Rasyonel bekleniler hipoezine göre Türkiye de geçmiş dönemin ükeim harcaması mevcu üm bilgiyi içerdiği için cari dönem ükeim harcamasının en iyi ahmincisidir. Anahar Sözcükler: Rasyonel Bekleniler, Dayanıklı Tükeim Malları, Dayanıksız Tükeim Malları, Euler Denklemi ABSTRAT Random Walk Of onsumpıon: Example Of Turkey 1987-2006 Hall s Random Walk Model argues ha curren consumpion expendiures have been only explained by he pas consumpion expendiures. In his sudy, i was esed wheher consumpion expendiures for nondurable goods and services have been characerized by random walk process for Turkey a he period of 1987-2006. In addiion, aggregae privae consumpion expendiures which also include durable goods consumpion expendiure were examined for random walk process. According o resuls, consumpion expendiures for durable and nondurable goods and services verify Hall s Random Walk Model assumpions for Turkey. So, in he conex of Raional Expecaion Hypohesis, i has been found ha he pas consumpion expendiures is he bes indicaor of curren consumpion expendiures because he pas consumpion expendiures include all curren informaion. Keywords: Raional Expecaions, Durable onsumer Goods, Nondurable onsumer Goods, Euler Equaion I-GİRİŞ İkisa lieraüründe ükeim-gelir ilişkileri Keynes in (1936) mulak gelir hipoezi ile arışılmaya başlanmışır. II. Dünya savaşı sonrası elde edilen ampirik bulgular söz konusu arışmayı şiddelendirerek günümüze kadar geirmişir. Özellikle Simon Kuznes in Amerika Birleşik Devleleri nde (ABD) 1869 1940 dönemlerini kapsayan uzun dönem ükeim ve gelir verilerini kullanarak elde eiği sonuçlar ükeim bulmacası kavramının oraya çıkmasına neden olmuşur. Kuznes, uzun dönem zaman serilerini kullanarak gerçekleşirmiş olduğu analizi ile oralama ükeim eğiliminin gelir arışları sonucu azalmadığını aksine sabi kaldığını gösermişir. Oralama ükeim eğilimi ile ilgili bu arışmaya lieraürde ükeim bulmacası (consumpion puzzle) adı verilir. Tükeim harcamalarını ekileyen fakörlerin neler olduğu ve ükeim fonksiyonunda hangi değişkenlerin yer alması gerekiği arışması mulak gelir hipoezinden sonra birçok ükeim eorisinin oraya çıkmasına neden olmuşur. Bu arışma Duesenberry nin (1949) nispi gelir hipoezi, Modigliani nin (1954) haya boyu gelir hipoezi, Friedman ın (1957) sürekli gelir hipoezi, Hall un (1978) esadüfi yürüyüş modeli ve ampbell-mankiw in (1989) λ ükeim eorisi ile devam emişir. Hall (1978), bireylerin daima rasyonel bekleniler varsayımı alında ükeim kararlarını aldıklarını öngörmekedir. Tükeim bulmacasına çözüm geiren önemli çalışmalardan biri kuşkusuz Hall un esadüfi yürüyüş modelidir. Hall (1978), sürekli gelir hipoezini diğerlerinden farklı olarak rasyonel bekleniler Karadeniz Teknik Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, Ekonomeri Bölümü Karadeniz Teknik Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, Ekonomeri Bölümü

70 alında incelemekedir. Hall (1978) çalışmasında, dayanıksız ükeim harcamalarının esadüfi yürüyüş sergilediğini savunmakadır. Lieraürde ükeim fonksiyonlarını rasyonel bekleniler çerçevesinde inceleyen çok sayıda çalışma mevcuur. Bu çalışmalardaki emel amaç, incelenen ülke ve dönem iibariyle Hall un hipoezinin varsayımlarını es emek ve ükeimin esadüfi yürüyüş sergileyip sergilemediğini oraya koymakır. Hall un esadüfi yürüyüş modeline ilk eleşiri Sargen (1978) en gelmişir. Tesadüfi yürüyüş modelini es emek amacıyla ABD nin 1947 1972 üçer aylık veri seini kullanan Sargen (1978), ükeimin anımına Hall un yaırım harcaması olarak değerlendirdiği dayanıklı ükeim mallarını da ilave emişir. Çalışmada mevsimselliken arındırılmış ve mevsimselliken arındırılmamış olmak üzere iki çeşi veri sei kullanmışır. Sargen (1978) çalışmasında mevsimselliken arındırılmış veri sei ile elde edilen sonuçların Hall un hipoezini reddeiğini, mevsimselliken arındırılmamış veri sei ile elde edilen sonuçların ise bu hipoezi doğruladığını gösermişir. Hall un modelini es eden diğer bir çalışma Flavin (1984) arafından yapılmışır. Flavin (1984), ükeim harcamalarının cari gelire aşırı duyarlı olup olmadığını belirlemek için 1933-1941 ve 1950-1981 yıllık zaman serilerini kullanarak gerçekleşirdiği çalışmasında sadece dayanıksız ükeim harcamalarını ele almışır. Flavin bu çalışmada likidie kısılarının ükeim harcamalarının bugünkü gelire aşırı duyarlı olmasında ekin rol oynayıp oynamadığını belirlemeye çalışmışır. Çalışmada işsizlik oranının likidie kısıını emsil emesi durumunda ükeim harcamalarının bugünkü gelire aşırı duyarlı olduğu sonucuna ulaşmışır. Flavin, mükemmel sermaye piyasaları ile karşı karşıya olmamaları nedeniyle bireylerin likidie kısıına abi olduklarını ve bu kısıın ükeim harcamalarının cari gelire aşırı hassasiyeinin bir nedeni olduğunu ileri sürmüşür. Bunun yanı sıra Flavin, bireylerin geleceği görememelerinin de (myopia) ükeim harcamalarının cari gelire aşırı hassas olmasına neden olduğu şeklinde bulgulara ulaşmışır. Mankiw ve Shapiro (1985), sürekli gelir hipoezinin reddedilmesinin gelir ve ükeim için rendden ayrışırılmamış zaman serilerinin kullanılması ile ilişkili olduğunu savunmuşlardır. Onlara göre eğer gelir durağan değilse veya sınırlı bir durağanlık söz konusu ise bu durumda rendden ayrışırma süreci eorinin savunduğu kısıların reddedilmesi için uygun değildir. Yazarlar daha önce yapılan ükeim çalışmalarının rendden arındırılmamış verilerle elde edildiğini, özellikle de Flavin in rendden arındırılmamış verilerle elde eiği sonuçların kesin olmadığını savunmuşlardır. Mankiw ve Shapiro ABD de bireysel kullanılabilir gelirin yaklaşık olarak esadüfi yürüyüş izlediğini gösermişlerdir. ABD de ükeimin esadüfi yürüyüş sergileyip sergilemediğini es eden bir diğer çalışma ampbell-mankiw (1989) in çalışmalarıdır. ampbell-mankiw (1989), 1953(1)-1986(4) dönemini kapsayan çalışmalarında kişi başına bireysel kullanılabilir gelir ile kişi başına dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamalarını kullanmışlardır. ampbell ve Mankiw, ABD de nüfusun yüzde 50 sinin cari gelirini cari ükeim harcamalarının belirlediğini yani bu ükeicilerin mulak gelir hipoezine göre hareke eiklerini, nüfusun geri kalan yüzde 50 sinin ise sürekli gelirlerinin ükeim harcamalarını ekilediğini yani bu ükeicilerin Hall un esadüfi yürüyüş modeline göre davrandıklarını espi emişlerdir. ampbell ve Mankiw, ABD verileri ile elde emiş oldukları sonuçları eyi emek amacıyla aynı çalışmayı G 7 ülkeleri (Fransa, Kanada, Almanya, İalya, Japonya, İngilere ve ABD) için ekrarlayarak İngilere hariç diğer G 7 ülkelerinde nüfusun hemen hemen yüzde 50 sinin cari ükeim harcamalarına göre hareke eiğini gösermişlerdir. Pisoresi (1997), ABD nin 1947 1991 dönemlerini kapsayan üçer aylık mevsimselliken arındırılmış veri seini kullanarak haa düzelme modeli ile serilerdeki sürekli ve geçici şokların dinamik ekilerini gösermişir. Çalışmada ABD de dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları ile oplam kullanılabilir gelir serilerinin rend ve devresel ayrışırmaları da gerçekleşirilmişir. Pisoresi, ABD de ükeim harcamalarının oplam gelirdeki rendi emsil eiğini, esadüfi bir yürüyüş olmadığını ve ükeim harcamalarının hem aşırı hassasiye hem de aşırı düzlük sergilediğini espi emişir. Bunun yanı sıra Pisoresi, oplam ükeimdeki sürekli bileşenin serilerdeki varyansın %93 ünü açıkladığını, gelirdeki sürekli bileşenin ise oplam değişimin sadece %34 ünü açıkladığını belirmişir. Çalışmaya göre gelir sürekli şoklara epki göserirken bu şokların ükeim harcamaları üzerindeki ekisi daha düşük olmakadır. Geçici şokların ükeim harcamaları üzerinde herhangi bir ekisi yokken gelir üzerinde bu şokların ekisi daha büyükür.

71 Özmen (1999), Türkiye de ükeimin esadüfi yürüyüş sergileyip sergilemediğini 1950 1994 dönemi iibariyle es emişir. Çalışmada reel özel ükeim harcamalarını ele alarak Genişleilmiş Dickey- Fuller birim kök esi ile serinin birinci farkında durağan olduğunu ve Türkiye de oplam özel ükeim harcamalarının 1950 1994 dönemleri arasında esadüfi bir yürüyüş sergilediğini gösermişir. Hall un esadüfi yürüyüş modelini dayanıklı malların ükeim harcamalarını içeren oplam özel ükeim harcamalarını kullanarak es eden Özmen (1999), söz konusu modelin Türkiye için 1950 1994 dönemleri iibariyle geçerli bir ükeim modeli olduğunu ifade emişir. Huang (2002), esadüfi yürüyüş modelinin, Avusurya, Kanada ve Tayvan da geçerliliğini es emek üzere hem sandar koenegrasyon analizi hem de mevsimsel koenegrasyon analizini kullanmışır. Üç ülke için gerçekleşirmiş olduğu sandar koenegrasyon analizi sonucunda, dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları ile kullanılabilir gelir ve işsizlik oranı arasında üç ülkede de uzun dönemde ilişki olduğunu espi emişir. Ayrıca oplam ükeim harcamalarının ise sadece Kanada da kullanılabilir gelir ve işsizlik oranı ile koenegre olduğunu gösermişir. Huang, çalışmasında Kanada da ükeimin dayanıksız malların ükeim harcaması olarak ele alınması sonucunda Hall un modelinin reddedilemediğini, Tayvan da ise ükeimin dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcaması olarak ele alınması sonucunda bu modelin reddedildiğini ifade emişir. Çalışmada Huang, frekansların ayır edilmeksizin kullanıldığı geleneksel koenegrasyon analizi ile elde edilen sonuçların frekansların ayır edildiği mevsimsel koenegrasyon ile elde edilen sonuçlardan farklılık arz eiğini vurgulamışır. Huang, geleneksel koenegrasyon esi ile elde edilen sonuçların üç ülkede de Hall un hipoezini reddeiğini, mevsimsel koenegrasyon esi ile elde edilen sonuçların ise Hall un modelini reddedemediğini gösermişir. Drakos (2002), Yunanisan ın 1960 1999 dönemini kapsayan yıllık zaman serileriyle gerçekleşirmiş olduğu çalışmasında hem EKK hem de İki Aşamalı EKK meodunu kullanarak gelirdeki harekelerin ükeimdeki büyümeyi önemli ölçüde ekilediğini ve Hall un esadüfi yürüyüş hipoezinden farklı olarak reel gelirdeki büyümeyle ilgili ahmin edilebilir harekelerin ükeimdeki büyüme üzerinde önemli derecede açıklayıcılık gücü olduğunu espi emişir. Ayrıca bireylerin bugünkü borçlarının geleceke yeni vergi anlamına geldiğini fark ememeleri durumunda (myopia) ükeim harcamalarının simerik olarak gelirdeki sapmalara epki göserdiğini ve likidie kısıı alında ükeim harcamalarının gelirdeki azalışlardan çok arışlara cevap verdiğini ileri sürmüşür. Hall un hipoezi alında ükeim harcamalarının gerçeken esadüfi yürüyüş sürecine sahip olup olmadığı merak konusu olmuşur. Bu çalışmada Türkiye de ükeim harcamalarının esadüfi yürüyüş sergileyip sergilemediğinin espii amaçlanmışır. Bu amaçla çalışmada Hall un çalışması baz alınarak dayanıksız mal ve hizmelerin Türkiye de 1987 2006 dönemleri arasında esadüfi yürüyüş izleyip izlemediği belirlenmeye çalışılmışır. Ayrıca dayanıklı/dayanıksız ükeim harcaması ayrımının Hall un modelinin geçerliliği açısından eşkil eiği önemi oraya koymak amacıyla dayanıklı malların ükeim harcamalarını da içeren oplam özel ükeim harcamalarının da esadüfi yürüyüş sürecine sahip olup olmadıkları incelenmişir. Çalışmanın bundan sonraki bölümlerinde öncelikle Hall un esadüfi yürüyüş modeli eorik çerçevede incelenmişir. Daha sonra Türkiye de ükeim harcamalarının esadüfi yürüyüş sergileyip sergilemedikleri ekonomerik bir analiz ile es edilmişir. Bu bağlamda öncelikle veri sei ve yönem anıılmış ardından da elde edilen bulgular ile bu bulgulara ilişkin değerlendirmeler sunulmuşur. II-TEORİ Hall (1978) esadüfi yürüyüş modelinde, bireylerin kendi ükeim kararlarını rasyonel bekleniler çerçevesinde aldıklarını varsaymakadır. Rasyonel bekleniler alında gelir düzeyinin gelecekeki değerini üm mevcu bilgiden yararlanarak ahmin eden bireyler beklenmedik bir değişiklik olmadıkça sürekli gelir düzeylerini içinde bulundukları her dönemde oralama olarak doğru ahmin emekedirler. Hall un modelinde cari ükeim, bir önceki dönemin ükeimi ile esadüfi bir haa eriminin oplamından oluşmakadır. Lieraürde bu model esadüfi yürüyüş modeli olarak adlandırılmakadır. Tesadüfi yürüyüş modeli birinci derece ooregresif sürecin (AR(1)) özel bir durumu olarak da anımlanmakadır. y α 0 α1y 1 ε modelinde α 0 =0 ve α 1 =1 olduğunda esadüfi yürüyüş modeli AR(1) sürecinin özel bir durumu olarak karşımıza çıkmakadır. Tesadüfi yürüyüş modelinde α 1 =1 ise ükeim harcamaları durağan değildir yani seri sabi oralama ve sabi varyansa sahip değildir.

72 Tesadüfi yürüyüş modeli, bekleni problemini emsilci birey hipoezi yoluyla çözümlemişir. Hall, oplam ükeim modelini emsilci bireylerin dönemler arası opimizasyon davranışlarından üremişir. Tükeim modelinden üreilen bu yaklaşım Euler denklemi yaklaşımı olarak adlandırılmakadır. Euler denklemi, Hall un dönemler arası seçim yaklaşımı olarak ifade eiği modeldir. Euler denklemi gelecek yıl ve bu yılki ükeim harcamaları arasındaki marjinal ikame oranının denkliğini gösermekedir (hao, 2000: 2). Hall (1978) un esadüfi yürüyüş modelini Euler denklemi yaklaşımı ile ifade edebilmek için emsili bir bireyin uzun dönem fayda fonksiyonunu maksimize eiği varsayılsın. Bireyin uzun dönem fayda fonksiyonu 1 numaralı ifadede göserilmişir (Hall, 1978: 974). E T τ (1 δ) υ(τ ) υ (1) τ0 (1) numaralı ifadede, E; bekleni operaörünü, δ; sübjekif zaman ercih oranını, υ (.) ; belirli bir dönemin fayda fonksiyonunu, T; emsilci bireyin yaşam uzunluğunu ve ;. dönemin ükeim harcamasını gösermekedir. (1) numaralı fayda fonksiyonu numaralı eşilike göserilen kısıa abidir. T τ ( 1 r) ( τ wτ ) A τ0 numaralı ifadede, r; sabi reel faiz oranını, w ; dönemindeki kazanımları ve sermaye dışı varlıkları gösermekedir. Ayrıca r δ dır. Denklemde A ; bireysel w, sokasikir ve belirsizliğin ek kaynağıdır. Her bir dönemde ükeici mevcu bilgiler ışığında haya boyu beklenen faydasını maksimize eme yolunu seçer (Hall, 1978: 973). (1) ve numaralı denkliklere göre Lagrange fonksiyonu numaralı eşilikeki gibi yazılabilir. T T τ τ L E (1 δ) υ( τ ) θ[a (1 r) (τ w τ )] τ0 τ0 numaralı ifadede θ, Lagrange parameresidir. ve 1 in birinci sıra şarı (4) ve (5) numaralı ifadelerde göserilebilir. ' υ ( ) θ (4) 1 ' 1 δ E υ θ1 r 1 (5) 1 (4) numaralı eşilik (5) numaralı denklemde yerine konularak (6) numaralı ifade elde edilir. ' E υ 1 δ 1 r ' υ 1 (6) Hall a (1978) göre (6) numaralı ifadede herhangi bir kredi kısıı yokur, kuadraik bir fayda fonksiyonu söz konusudur, alışkanlık veya uyum maliyei yokur, dayanıksız mallar mevcuur, sübjekif ıskono oranı piyasa reel faiz oranına eşiir, ölçüm haaları veya ükeimle ilgili geçici şoklar yokur, faiz oranı sabiir ve bekleniler rasyoneldir. Kuadraik fayda fonksiyonunun varsayımları ve reel faiz oranı ile sübjekif iskono oranının eşiliği esadüfi yürüyüş modelinin sonucunun elde edilmesi açısından büyük önem arz emekedir. Bunu görebilmek için kuadraik fayda fonksiyonunun (7) numaralı eşilikeki gibi olduğu düşünülsün. υ 1/ 2 2 (7) (7) numaralı eşilike, ükeimin maksimum amin düzeyini gösermekedir. (7) numaralı eşiliken yararlanarak marjinal fayda fonksiyonu (8) numaralı ifadede olduğu gibi göserilebilir.

73 υ ' (8) Yukarıdaki açıklamalardan sonra (6) numaralı denklemin ifade eiği Euler denklemi (9) numaralı eşilik haline gelir. 1δ 1r 1δ 1 r 11 E (9) (9) numaralı ifadede δ r olduğundan bu eşilik (10) numaralı eşiliğe dönüşür. E 1 (10) Bu denklemde bekleninin yerine konulması ile (11) numaralı eşilik elde edilir. 1 ε (11) 1 (11) numaralı ifadede ükeim esadüfi bir yürüyüşür. Tesadüfi yürüyüş hipoezinin en önemli varsayımı ükeimin 1 den daha yüksek derecedeki gecikmelerinin bugünkü ükeimi ahmin eme gücüne sahip olmadığı varsayımıdır. Daha kaı bir anlamda esadüfi yürüyüş modeline göre ükeim, daha önceki dönemlerde gözlemlenen herhangi bir ikisadi değişkenle ilişkili değildir. Eğer ükeimin önceki değeri bu döneme ilişkin üm bilgiyi içeriyorsa gelirin gecikmeli değerleri ükeimin bugünkü değerini ahmin emede ek bir açıklayıcı değişken olarak kullanılamaz. Çünkü Hall a göre geçmiş dönemin ükeimi bu dönemki ükeimi açıklamaka yeerli olacakır. Hall, esadüfi yürüyüş modelini çeşili modellere karşı es emişir. Tükeim fonksiyonunun esadüfi yürüyüş modelini aşağıdaki modellerle kıyaslayarak bu modelin geçerliliğini incelemişir (hao, 2000: 6). 12 2 i i1 β 0 0 0 1 β 1 1 β 1 2 2 3 3 4 4 (12) Y μ 1 2 1 (13) π π π Y π Y π Y π Y υ (14) θ 0 θ 1 1 θ 2 Y 1 ζ 3 2 4 3 5 4 1 1 2 1 (15) (12), (13), (14) ve (15) numaralı denklemlerde, ükeimi göserirken Y geliri ifade emekedir., on iki gecikmeli bir Almon modelidir 16. Almon gecikmesinde dağıılmış gelir modeli çalışırılarak uzun gecikmelerin gelecek ükeimi ahmin eme gücünün açığa çıkarılması amacı güdülmüşür. Hall, esadüfi yürüyüş modeli ile (12 15) numaralı denklemleri karşılaşırarak -1 dışındaki diğer değişkenlerin cari ükeim harcamalarını ekileyip ekilemediğini es emeye çalışmışır. Hall (1978), ABD nin 1948 1977 dönemine ilişkin üçer aylık veri seini kullanarak yukarıdaki modelleri ahmin emişir. Çalışmada ükeim harcamalarını dayanıksız mal ve hizmelerin bir oplamı olarak ele alırken dayanıklı ükeim mallarına yapılan harcamaları yaırım harcaması olarak değerlendirmişir. Bu nedenle Hall un ükeim anımında dayanıklı mallar yer almamakadır. Hall un elde eiği sonuçlar gelirin bir ve daha yüksek düzeydeki gecikmeli değerleri (Y -1, Y -2, ) ile ükeim harcamalarının 1 den yüksek düzeydeki gecikmeli değerlerinin ( -2, -3, ) cari ükeim harcamalarını ahmin eme gücünün düşük olduğunu gösermişir. Böylece Hall esadüfi yürüyüş modelinin geçerli olduğunu yani cari ükeim harcamalarının yalnızca geçmiş dönemin ükeim harcamaları ile ilişkili olduğunu kanılamışır. Faka Hall, esadüfi yürüyüş modelinin, servein yerine sok fiyalarının kullanılması durumunda reddedildiği sonucuna ulaşmışır. 16 Almon modeli gecikmesi dağıılmış bir regresyon modelidir. Almon gecikmesinde dağıılmış regresyon modellerinde gecikme ağırlıklarının sürekli fonksiyonlar arafından emsil edilebileceği varsayılmakadır. Bu modelde gecikme ağırlıklarının şekli genellikle kısılı ve kısısız olmak üzere iki varsayıma dayandırılmakadır. Almon gecikme modelinde önce gecikmesi dağıılmış regresyon denkleminde gecikme uzunluğu daha sonra ise polinomun derecesi belirlenmekedir.

74 III- VERİ SETİ VE EKONOMETRİK YÖNTEM Çalışmada 1987(1)-2006 dönemi üçer aylık zaman serileri kullanılmış olup veriler Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden elde edilmişir. Analizde üm değişkenler doğal logarimaları alınarak kullanılmışır. Serilerin ümü ükeici fiya endeksi (TÜFE) (1987=100) ile reel hale geirilmişir 17. Çalışmada kullanılan veri sei X12-ARIMA yönemi ile mevsimselliken arındırılmışır. 18 X12-ARIMA yönemi mevsimselliğin doğrusal olarak ayrışırıldığı harekeli oralama ekniğine dayanır, faka daha deaylı olmakla birlike her ürlü seriye kolaylıkla uygulanabilen bir yönemdir. X12-ARIMA yönemi, serinin seviyesinde bulunan dış-eki, yapısal kırılma ve akvim ekilerinin (dini ve milli bayramlar vb.) belirlenmesinde kullanılan bir zaman serisi modellemesini (ARIMA) içermekedir. Çalışmada esadüfi yürüyüş hipoezi öncelikle ükeim harcamaları serilerinin durağanlık analizleri ile es edilmişir. Ayrıca elde edilen sonuçların karşılaşırılması amacıyla regresyon analizi ile de ükeimin esadüfi yürüyüş modeli ahmin edilmişir. Çalışmada durağanlık analizleri için logarimik dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları (LUDON) ve logarimik oplam özel ükeim harcamaları (LPON) serileri Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF), Phillips-Perron (PP) ve Kwiakowski- Phillips-Schmid-Shin (KPSS,) birim kök eslerine abi uulmuşur. Dickey-Fuller (1979; 1981) yaklaşımında bağımsızlık ve homojenlik varsayımına karşılık Phillips-Perron (1988) es yaklaşımında zayıf bağımlılık ve heerojenlik söz konusudur. Ancak her iki birim kök esinden hangisinin daha güvenilir sonuç verdiği konusunda herhangi bir varsayım yokur. Zaman serileri için gerçekleşirilen ADF ve PP eslerinin sonuçları gecikmelere karşı duyarlı olduğu için çalışmada KPSS (1992) esine de yer verilmişir. KPSS esi ADF ve PP eslerinin sıfır hipoezine karşılık serinin durağan olduğunu ifade emekedir. IV. BULGULAR Çalışmada öncelikle kullanılan veri seinin grafikleri sunulmuşur. Grafik:1 logarimik ve mevsimselliken arındırılmış LUDON ve LPON serilerinin grafiklerini gösermekedir. LPON serisi 21.2647 oralama, 0.1910 sandar sapma değerlerine sahip olurken LUDON serisi 21.1050 oralama ve 0.1491 sandar sapma değerlerine sahip olmakadır. LPON serisi en yüksek değeri olan 21.6544 ü 2006 yılının ikinci çeyreğinde alırken minimum olan 20.9264 değerine 1989 yılının birinci çeyreğinde sahip olmakadır. LUDON serisi ise 21.4077 olan en yüksek değerini 2005 yılının dördüncü çeyreğinde alırken, minimum değeri olan 20.8290 değerini de 1987 nin üçüncü çeyreğinde almakadır. Grafik:1 Serilerin Grafikleri 21.7 21.6 21.5 21.4 21.3 21.2 21.1 21.0 20.9 20.8 87:1 89:1 91:1 93:1 95:1 97:1 99:1 01:1 03:1 05:1 LUDON LPON 17 Reel Özel Tükeim Harcaması=(Nominal Özel Tükeim Harcaması / TÜFE(1987=100))*100 Reel Dayanıksız Tükeim Harcaması=(Nominal Dayanıksız Tükeim Harcaması / TÜFE(1987=100))*100 18 Çalışmada incelenen serilerin sokasik mevsimsel bileşen içerip içermedikleri HEGY (1990) mevsimsel birim kök esi yaklaşımı kapsamında incelenmiş olup her iki seride de sokasik mevsimsellik bulgularına ulaşılmışır.

75 Serilerin grafiklerine bakıldığında dönemler iibariyle dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamalarının oplam özel ükeim harcamalarını akip eiği görülmekedir. Bunun yanı sıra özellikle de 1994 ve 2001 kriz yıllarında dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları ile dayanıklı malların ükeim harcamalarını da kapsayan oplam özel ükeim harcamaları önemli bir düzeyde düşüş sergilemekedir. Serilere ilişkin isaisiksel bilgi verildiken sonra çalışmada serilerin durağan oldukları seviyelerin belirlenmesi amacıyla (ADF) ve (PP) eslerinin sabisiz-rendsiz, sabili-rendsiz ve sabili-rendli modelleri, KPSS esinin ise sabili-rendsiz ve sabili-rendli modelleri 1987 2006 dönemi için uygulanmışır. ADF eslerinde bağımlı değişkenlerin opimal gecikme uzunlukları Akaike Bilgi Krieri (AI) ile espi edilirken PP ve KPSS eslerinde opimal gecikme uzunlukları Newey-Wes e göre belirlenmişir. 19 Serilere ilişkin ADF, PP ve KPSS es sonuçları sırasıyla Tablo 1, Tablo 2 ve Tablo 3 de raporlanmışır. Tablo 1, 2 ve 3 den görüleceği üzere ADF, PP ve KPSS eslerine göre LUDON ve LPON serileri seviyelerinde değil birinci farklarında durağan serilerdir. 20 Seril er LUD ON LP ON ΔLU DON ΔLP ON Tablo:1 Genişleilmiş Dickey-Fuller Birim Kök Tesi Sonuçları -0.3784 (0) 0.0805 (4) -4.9833* -5.4959* -1.9526 (0) -1.8303 (4) - 4.9574* - 5.5006* 2.9056 (0) 2.6393 (4) -0.9134 (8) -4.6253* No: ADF eslerinde paranez içindeki rakamlar AI e göre belirlenmiş olan gecikme uzunluklarını, Δ fark operaörünü, * ise 0.10 anlamlılık seviyesinde isaisiğin anlamlı olduğunu ifade emekedir. Seril er LUD ON LP ON ΔLU DON Tablo:2 Phillips-Perron Birim Kök Tesi Sonuçları -0.3206-0.2619-9.2752* -2.0037-2.4004-9.2132* Sabilirendsiz Sabilirendli Sabisizrendsiz Sabilirendsiz Sabilirendli Sabisizrendsiz 3.1086 2.5644-8.4021* (4) 19 RSS Akaike Bilgi Krieri, AI e 2k / n n formülü ile gecikme uzunluğunun belirlemesi için kullanılan bir yönemdir. RSS, Haa kareleri oplamını ifade eder. En küçük AI değerine karşılık gelen gecikme uzunluğu opimal gecikme uzunluğu olarak belirlenir. 20 Birim kök eslerine yapılan eleşirilerden biri yapısal kırılmanın göz ardı edilmesi sonucu birim kök sınamalarında boş hipoezin yanlış bir şekilde reddedilmesine neden olmasıdır. Bu amaçla çalışmada kullanılan serilerin durağanlığı, 1994 ve 2001 yılında gözlemlenen yapısal kırılmalar dolayısıyla Perron(1989) birim kök esi ile araşırılmışır. Peron birim kök esi, Dickey-Fuller regresyon modellerine 1994 ve 2001 kuklaları ilave edilerek gerçekleşirilmişir. Çalışmada kullanılan serilerin rendli (LPON; -2.5980, LUDON; -2.4978) ve rendsiz (LPON;0.6054, LUDON; -0.2403) modeller yardımıyla seviyelerinde birim kök içerdikleri espi edilmişir. Birinci farklarında ise (rendli modelde LPON; -6.8239, LUDON; -5.2740, rendsiz modelde LPON; -6.7055, LUDON; -5.2425) serilerin durağan oldukları gözlemlenmişir.

76 ΔLP ON -7.9345* -7.8966* -7.4009* (4) No: PP eslerinde, paranez içindeki rakamlar Newey-Wes e göre belirlenmiş gecikme uzunluklarını, Δ fark operaörünü, * ise 0.10 anlamlılık seviyesinde isaisiğin anlamlı olduğunu ifade emekedir. Tablo:3 Kwiakowski-Phillips-Schmid-Shin Tesi Sonuçları Seriler Sabili-rendsiz Sabili-rendli LUDON 1.1406 (6) 0.1715 (6) LPON 1.1484 (6) 0.1199 (5) ΔLUDON 0.0892* 0.0927* ΔLPON 0.0701* 0.0637* No: KPSS eslerinde, paranez içindeki rakamlar Newey-Wes e göre belirlenmiş gecikme uzunluklarını, Δ fark operaörünü, * ise 0.10 anlamlılık seviyesinde serinin durağan olduğunu ifade emekedir. Hall un esadüfi yürüyüş modeline göre rasyonel beklenilere sahip bir bireyin ileriye dönük ükeimi esadüfi yürüyüş izlemekedir. Çünkü birey sadece beklenmedik gelir değişikliği halinde ükeim seviyesini değişirmekedir. Aksi durumda bireyin ükeimi bir önceki dönem ükeimi ile aynı olmakadır. Bu bağlamda bireyin gelecek dönem ükeim harcamasının ne kadar olacağını cari dönemin ükeim harcaması belirlemekedir. Bu aşamada ükeimin gerçeken esadüfi bir yürüyüş sürecine sahip olup olmadığının belirlenmesi gerekir. Tesadüfi yürüyüş modeline ilişkin analiz, dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları ile dayanıklı malları içeren oplam özel ükeim harcamaları bazında yapılmışır. Tablo 4 ve Tablo 5 sırasıyla dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları ile oplam özel ükeim harcamalarına ilişkin esadüfi yürüyüş modeli sonuçlarını gösermekedir. eder. Tablo:4 Dayanıksız Mal ve Hizmelerin Tükeim Harcamalarının Değişkenler Tesadüfi Yürüyüş Modeli Bağımlı Değişken: LUDON Kasayılar LUDON -1 1.0003 * Sandar Haa 0.0002 2 R 0.9780 No: *, kasayının 0.01 anlamlılık seviyesinde anlamlı olduğunu ifade Tablo:5 Özel Tükeim Harcamalarının Tesadüfi Yürüyüş Modeli Bağımlı Değişken: LPON Değişkenler Kasayılar LPON -1 1.0004 * Sandar Haa 0.0003

77 eder. 2 R 0.9742 No: *, kasayının 0.01 anlamlılık seviyesinde anlamlı olduğunu ifade Daha önce de bahsedildiği gibi esadüfi yürüyüş modeli rasyonel bekleniler çerçevesinde beklenmedik bir olay olmadığı müddeçe bu dönemki ükeim harcamalarının geçmiş dönemki ükeim harcamalarına hemen hemen eşi olacağını ifade emekedir. Dolayısıyla esadüfi yürüyüş modeline göre LUDON 1 değişkeninin kasayısının bire eşi olması gerekmekedir. Tablo 4 den görüldüğü üzere bu kasayı 1.0003 değerine sahip olup isaisiksel olarak 0.01 anlamlılık seviyesinde anlamlıdır. Sonuçlara göre Türkiye de dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları 1987-2006 dönemi iibariyle esadüfi yürüyüş sergilemekedir 21. Hall un modelinde kullandığı varsayımları esas alarak yapılan bu analiz Türkiye de ükeimin esadüfi yürüyüş sergilediğini kanılamakadır. Yani rasyonel bekleniler hipoezine göre cari dönemin ükeim harcamaları mevcu üm bilgiyi içerdiği için gelecek dönemki ükeim harcamalarının en iyi ahmincisi durumundadır. Tablo 5, Hall un yaırım harcaması olarak değerlendirdiği ve ükeimin anımından dışladığı dayanıklı ükeim harcamalarını içine alan oplam özel ükeim harcamalarının geçmiş dönem ükeim harcamaları üzerine koşulması sonucu elde edilen esadüfi yürüyüş modelini ifade emekedir. Tabloya göre LPON 1 in kasayısı eorinin beklenilerine uygun bulunmuşur. LPON 1 kasayısının 1.0004 değerini alması Türkiye de 1987 2006 döneminde cari ükeim harcamalarının en iyi ahmincisinin geçmiş dönemki ükeim harcamaları olduğunu gösermişir. 0.01 anlamlılık seviyesinde anlamlı olan bu kasayı Türkiye de ükeimin esadüfi yürüyüş sergilediğini yani beklenmedik bir şok olmadığı müddeçe cari ükeim harcamalarının en iyi ahmincisinin geçmiş dönemin ükeim harcamaları olduğunu ifade emekedir 22. Çalışmada Tablo 1, 2 ve 3 de göserilen durağanlık esleri ile Tablo 4 ve 5 de ahmin edilen esadüfi yürüyüş modeli sonuçları birbirini deseklemekedir. Her iki yönem, ükeim harcamalarının dayanıklı/dayanıksız olmak üzere ayrılması durumunda da ükeimin esadüfi yürüyüş sergilediğini kanılamakadır. Elde edilen sonuçlar rasyonel bekleniler hipoezinin cari ükeim mevcu üm bilgiyi içerdiği için gelecek dönemki ükeimin en iyi ahmincisi durumundadır varsayımını doğrulamakadır. Türkiye de 1987 2006 dönemi iibariyle hem dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamalarının hem de dayanıklı ükeim harcamalarını kapsayan oplam özel ükeim harcamalarının esadüfi yürüyüş sergilediği yönünde bulgulara ulaşılmışır. Ayrıca elde edilen sonuçlar, dayanıklı malların ükeimin anımı kapsamına alınıp alınmaması hususunun Türkiye de esadüfi yürüyüş modelinin geçerliliği konusunda herhangi bir öneme sahip olmadığını gösermişir. V. SONUÇ Sürekli gelir hipoezini rasyonel bekleniler çerçevesinde ele alan Hall, rasyonel beklenilerin varsayımlarını ükeim eorisine dahil ederek esadüfi yürüyüş modelini gelişirmişir. Tesadüfi Yürüyüş Modeli ne göre belirli bir dönemdeki ükeim düzeyi bir önceki dönemdeki ükeim ile esadüfi bir haa eriminin oplamına eşiir. Tesadüfi yürüyüş modeli rasyonel bekleniler çerçevesinde beklenmedik bir olay olmadığı müddeçe cari ükeimin geçmiş dönemki ükeime eşi olacağını ifade emekedir. 21 Tablo 4 de sunulan regresyon denklemine dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamalarının 1 den 4 e kadar gecikmeli değerleri, 1994 ve 2001 kriz kuklaları ve bunun yanı sıra bir rend değişkeni ilave edilerek çözüldüğünde ükeimin bir dönemlik gecikmesinin kasayısı ile 2001 yılı kukla değişkeni kasayısı anlamlı bulunurken diğer açıklayıcı değişkenlerin kasayıları isaisiksel olarak anlamsız çıkmışır. Sonuçlara göre bir dönem önceki dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları cari dönem dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamalarını ekileyen en önemli değişkendir. Hall un modelinin geçerliliği açısından herhangi bir farklılık oraya çıkmadığı için çalışmada Hall un orijinal modeli üzerinden gidilerek sonuca ulaşma yolu seçilmişir. 22 Tablo 5 de sunulan regresyon denklemine özel ükeim harcamalarının 1 den 4 e kadar olan gecikmeli değerleri, 1994 ve 2001 kriz kuklaları ve ayrıca rend değişkeni ilave edilerek çözüm yapıldığında, bir dönem önceki ükeim düzeyinin kasayısı, her iki kriz kuklasının kasayıları ve ükeimin üçüncü gecikmesinin kasayısı dışında diğer değişkenler isaisiksel olarak anlamlı bulunamamışır. Bunun yanı sıra eklenen bu değişkenler, bir dönem önceki ükeim harcamalarının cari ükeim harcamalarını yüksek derecede ekileme özelliğini kaybemesine neden olmamışır. Hall un modelinin geçerliliği açısından kayda değer bir farklılık oraya çıkmadığı için çalışmada Hall un orijinal modeli üzerinden gidilerek sonuca ulaşma yolu seçilmişir.

78 Bu çalışmada 1987 2006 dönemleri arasında Türkiye de esadüfi yürüyüş modelinin geçerliliği dayanıksız malların ükeim harcamaları ile dayanıklı malları da içeren oplam özel ükeim harcamaları iibariyle es edilmişir. ADF, PP ve KPSS birim kök esleri sonucunda ükeim serilerinin enegre derecelerinin bir olduğu sonucuna varılmışır. Serilerin seviyelerinde durağan olmamaları esadüfi yürüyüş izlediklerini gösermekedir. Ayrıca En Küçük Kareler yönemi ile ahmin edilen esadüfi yürüyüş modellerine göre dayanıksız mal ve hizmelerin ükeim harcamaları ile dayanıklı ükeim harcamalarını kapsayan oplam özel ükeim harcamaları Türkiye de esadüfi yürüyüş sergilemekedir. Bulgulara göre, dayanıklı malların ükeimin anımına dahil edilmesi, Türkiye de söz konusu dönemler iibariyle Hall un modelinin geçerli olması açısından bir engel eşkil ememekedir. Tükeim serilerinin birinci gecikmesinin anlamlı ve bire eşi olması ükeimin gerçeken esadüfi yürüyüş sergilediğini kanılamakadır. Gerek durağanlık esleri ve gerekse de regresyon sonuçları Türkiye de ükeimin esadüfi yürüyüş sergilediği konusunda uarlılık sergilemişir. Yani rasyonel bekleniler hipoezine göre Türkiye de geçmiş dönemin ükeim harcamaları mevcu üm bilgiyi içerdiği için cari dönem ükeim harcamalarının en iyi ahmincisi durumundadır. Hall un esadüfi yürüyüş modelinin varsayımları 1987 2006 dönemi iibariyle Türkiye de geçerlidir. KAYNAKÇA AMPBELL, John Y. ve MANKIW, N. Gregory (1989), onsumpion, Income, and Ineres Raes: Reinerpreing he Time Series Evidence, Naional Bureau of Economic Research Working Paper, 2924, 1-45. HAO, Hsiang-Ke (2001), A Srucural Realis Inerpreaion of he Euler Equaion Approach in Macroeconomics, Taiwan Economic Associaion Annual Meeing. DIKEY, David ve FULLER, Wayne A. (1979), Disribuion of he Esimaes for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, 427 31. (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih Uni Roo, Economerica 49, 1057-72. DIKEY, David, BELL, W. ve MILLER, R., (1988), Uni Roos in Time Series Models: Tess and Implicaions, American Saisician, 40, 12-26. DRAKOS, Konsaninos (2002), Myopia, Liquidiy onsrains and Aggregae onsumpion The ase of Greece, Journal of Economic Developmen, 27(1), 97 105. DUESENBERRY, James S. (1962), Income, Saving and he Theory of onsumer Behavior, Harvard Universiy Press, ambridge, Massachuses. FLAVIN, Marjorie (1984), Excess Sensiiviy of onsumpion o urren Income: Liquidiy onsrains or Myopia?, Naional Bureau of Economic Research Working Paper,1341, 1-30. FRIEDMAN, Milon (1957), A Theory of he onsumpion Funcion, Naional Bureau of Economic Research, NewYork. HALL, Rober (1978), Sochasic Implicaions of he Life ycle-permanen Income Hypohesis: Theory and Evidence, Journal of Poliical Economy, 86(6), 971-987. HUANG Tai-Hsin (2002), A Join Tes of he Raional Expecaions-Permanen Income Hypohesis under Seasonal oinegraion, Ausralian Economic Papers, 41, 208-232. HYLLEBERG, Svend., ENGLE, Rober F., GRANGER, live W. J., ve YOO, B. S.(1990) Seasonal Inegraion and oinegraion, Journal of Economerics, 44, 215-238. KEYNES, John M. (1936), The General Theory of Employmen, Ineres, and Money,New York: Harcour Brace and o. KWIATKOWSKI, Denis, PHILLIPS, Peer. B., SHMIDT, Peer ve SHIN, Yongcheol (1992),. Tesing he Null Hypohesis of Saionariy Agains he Alernaive of a Uni Roo: How sure are we ha economic ime series have a uni roo?, Journal of Economerics, 54(1-3), 159-178.

79 MANKIW N. Gregory ve SHAPIRO Mahew D. (1985), Trends, Random Walks, and Tess of he Permanen Income Hypohesis, Journal of Moneary Economics, 16, 165-174. MODIGLIANI, Franco (1986), Life ycle, Individual Thrif and he Wealh of Naions, American Economic Review, 76, 297-313. ÖZMEN, Mehme (1999), Tükeim Tesadüfi Yürüyüş İzler mi? Türkiye İçin Rasyonel Bekleniler Sürekli Gelir Hipoezinin Tes Edilmesi, İkisa İşleme ve Finans Dergisi, Sayı: 14, 84-94. PHILLIPS, Peer ve PERRON, Pierre, (1988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerica, 75, 335-46 PISTORESI, Barbara (1997), Using a VEM o haracerize he Relaive Imporance of Permanen and Transiory omponens of U.S. Toal Disposable Income and Toal onsumpion, Research in Economics, 51, 131-155 THORP, John, (2003), hange of Seasonal Adjusmen Mehod o X12-ARIMA, Moneary and Financial Saisics, Bank of England. TMB Elekronik Veri Dağıım Sisemi, (hp://cmbf40.cmb.gov.r/cb.hml)