Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 11 / 3 (29). 113-126 PARA POLİİKASININ FİYA BİLEŞENLERİ ÜZERİNE EKİSİ: ÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-29 Yeliz YALÇIN * Ferhan ÇEVİK Öz: Bu çalışmada, CMB para poliikasının fiya bileşenleri üzerine ekisi işare kısılamasının kullanıldığı yapısal vekör ooregresif yönemi ile araşırılmışır. Uhlig (25) ve Mounford (25) arafından gelişirilen bu yönemde, şoklar, eki epkiler üzerine yapılan işare kısılaması ile belirlenmekedir. Calışmada, doğrudan değişkenler üzerinden bir kısılamaya gerek duymayan bu yönem kullanılmış ve gevşek para poliikası varsayımı alında şokun fiyaları arırmadığı ve döviz kurunu düşürmediği şeklindeki işare kısıları ile para poliikası şoku belirlenmeye çalışılmışır. Bu amaçla, fiyalar genel seviyesinin al kalemleri olarak gıda, giyim, ev eşyası, sağlık, ulaşım, külür ve konu ile ilgili harcamalar endeksi alınmışır. Bununla birlike sanayi üreim endeksi, parasal büyüklük olarak para arzı M1, döviz kuru olarak ABD doları saış, faiz oranı olarak bankalar arası gecelik faiz oranları konrol amaçlı analize dahil edilmişir. 1988:1 29:1 veri aralığı kullanılarak elde edilen sonuçlara göre para poliikasındaki gevşeme gıda fiyalarını kalıcı bir şekilde arırmakadır. Aynı eki giyim, ulaşım kalemlerinde de görülmesine karşın bu eki ilk birkaç dönemde isaisiksel olarak anlamlı olması dışında diğer dönemlerde anlamsızdır. Ev eşyası, sağlık ve konu kalemlerinde ise eki bazen poziif bazen negaif görünse de bu ekiler isaisiksel olarak anlamlı bulunamamışır. Anahar Kelimeler: Para poliikası ekisi, fiya bileşenleri, işare kısılaması, yapısal VAR Yrd. Doç. Dr, Gazi Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilmler Fakülesi, Ekonomeri Bölümü, yyeliz@gazi.edu.r ** Yrd. Doç. Dr, Gazi Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilmler Fakülesi, Ekonomeri Bölümü, ferhan@gazi.edu.r
114 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK HE EFFECS OF MONEARY POLICY ON PRICE COMPONENS: URKEY CASE: 1988-29 Absrac: he effecs of changes in moneary policies remain always an imporan opic in macroeconomics lieraure. In he exising lieraure, here is no heoreical as well as empirical consensus regarding he effecs of moneary policies. Mos of hese sudies look a he effec of moneary policy changes o inflaion, oal oupu, exchange rae and general price level (Jang and Ogaki, 24, Dickinson and Liu, 27). Moreover, here are several sudies invesigae he effecs of moneary policy on macroeconomic variables in urkey (see Berumen, 27, Peker, 27, Berumen and Dinçer, 28, and elaar and Hasanov, 26). In hese sudies, he effecs of moneary policy have been invesigaed by using Vecor Auoregressive (VAR) or srucural VAR mehodology. In order o idenify he moneary policy shocks, differen idenificaion schemes have been used such as long run resricion, shor run resricion, and sign resricion. Moreover, differen variables have been used as a measure of moneary policy change. he innovaion in money aggregae or ineres rae as a measure of moneary policy change is used in Sims (1972, 198). Chrisiano and Eichenbaum (1992a) argue ha changes in broad aggregaes reflec boh demand and supply shocks. he ineres rae is also considered as an innovaion (see Bernanke and Blinder, 1992 and Sims, 1992). However, here seems o be lile consensus on wha kind of variables should be used as an indicaor of moneary policy (Rafiq and Mallick, 28). Unlike hese sudies, Uhlig (1994, 25) idenifies shocks by direcly resricing he signs of heir impulse responses o agree wih received opinion on wha hese signs should be. here are several advanages of his approach. Firs, by consrucion, impulse responses of a shock should agree wih received opinion on wha hese signs should be for a period of ime. Second, because of idenifying moneary policy shocks using impulse responses for several periods following he shock, a wide range of moneary policy shocks can be capured. hird, impulse responses are drawing from he poserior disribuion of he reduced form VAR covariance marix and coefficiens, and from he se of srucural marices consisen wih he assumed sign resricions. ha is, on he evidence of simulaion experimens, i performs well relaive o idenificaion mehods based on conemporaneous zero resricions (Mounford, 25). In his sudy, in order o idenify he effecs of moneary policy shocks, Uhlig s (25) sign resricion mehodology is used. We assume ha a loose
Para Poliikasının Fiya Bileşenleri Üzerine Ekisi: / 115 ürkiye Örneği: 1988-29 moneary shock does no lead o decrease in prices, income and money supply firs six quarers following he shock. In addiion o he exising lieraure, in his sudy, he effecs of moneary policy changes on price componens are invesigaed. urkey is an ineresing example of a small open economy and has been experiencing a high and persisen level of inflaion wihou running ino hyperinflaion. Moreover, he Cenral Bank of he Republic of urkey (CBR) unlike he some oher cenral banks was involved in an acive moneary policy. herefore, his paper adops Uhlig s (25) sign resricion idenificaion mehodology o invesigae he effecs of urkish moneary policy on price componens. Food, clohing, housing furniure expenses, medical healh and personal care, ransporaion, culure and enerainmen are used as componens of price. Moreover, inerbank ineres rae as ineres rae, indusrial producion index, M1 as money supply, L value of US dollar as exchange rae are used. For he monhly daa from 1988:1 o 29:1, his sudy finds ha moneary policy shock affecs urkish price componens differenly. Moneary loosening inroduces a saisically significan increase in he food prices. Also, loose moneary policy has a permanen effec on food bu for clohing and ransporaion componens, he effecs are ransiory. For house furniure, healh and housing, he effec is no saisically significan. Keywords: he effecs of moneary policy, price componens, sign resricion, srucural VAR GİRİŞ ürkiye Cumhuriye Merkez Bankası (CMB) nın birincil amacı fiya isikrarını korumak ve sürdürmekir. Bu amaç doğrulusunda, CMB, kendi para poliikası araçlarını (kısa vadeli faiz oranları, döviz kuru veya (ve) dar anlamda para arzı) kullanarak, hükümele oraklaşa belirlenen fiya seviyesine ulaşmaya çalışmakadır. CMB belirlenen fiya seviyesine ulaşmaya çalışırken aynı zamanda gerek döviz gerek ürk lirası piyasalarındaki fiyaların, ekonominin genel dengeleri ile uyum içinde gerçekleşmesini gözeerek, kısa dönemde oluşabilecek hızlı fiya harekelerinin önüne geçmeye çalışmakadır. Piyasalardaki isikrar, faiz ve döviz kuru harekelerinden gözlenebilmekedir. Nihai hedef olarak enflasyon ya da genel fiya düzeyindeki değişme de para poliikası sonuçlarının değerlendirilmesi açısından önemli bir değişkendir. Para poliikasının enflasyon, gelir, döviz kuru, faiz oranı gibi makroekonomik değişkenler üzerine ekisini inceleyen lieraürde pek çok çalışma mevcuur. Berumen (27) çalışmasında, para poliikası olarak Merkez Bankası faiz oranı ile yerel paradaki değer kaybı arasındaki farkı alarak, para poliikasındaki poziif
116 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK bir arışın gelir ve fiyaları arırdığını, yerel parada ise değer kazandırdığını gözlemlemişir. 1986:5 2:1 dönemi için VAR analizi ile elde eiği bu bulgularda Berumen (27), para poliikasının fiyalar ve döviz kuruna olan ekisini kalıcı bulurken, gelire olan ekisini geçici bulmuşur. Peker (27), ürkiye ekonomisi için para poliikasının reel ekilerini 1988:1-23:12 dönemi verileriyle incelemişir. VAR modelini emel alan Cochrane (1998) yönemini kullanarak elde eiği bulgulara göre hem öngörülmeyen hem de öngörülen para poliikasının reel ekileri olduğu gözlemişir. Sıkı para poliikasının ekilerini 1986:5-2:1 dönemi için VAR analizini kullanarak inceleyen Berumen ve Dinçer (28), çıkı üzerinde geçici faka fiyalar üzerinde kalıcı eki bulmuşlardır. Bahsedilen çalışmalarla birlike lieraürde bulunan çalışmaların çoğunda para poliikası ekileri VAR analizi ile incelenmişir. Bunlardan farklı olarak elaar ve Hasanov (26) çalışması, para şokunun çıkı ve fiyalar üzerine asimerik ekisini SAR modeli ile incelemişlerdir. Elde eikleri sonuçlarla negaif şokun poziif şoka göre çıkı üzerinde daha büyük fiyalar üzerinde daha küçük bir ekisinin olduğu gözlemlemişlerdir. Para poliikası şokları üzerine yapılan çalışmalarda, değişkenlerin para poliikası şokuna verdiği epkilerin ya eşzamanlı ya da uzun dönemde sıfır olduğu varsayımı yapılmakadır. Bu varsayımın yapılmasındaki sakınca, para poliikası şoku üzerinde eşzamanlı ya da uzun dönemli kısılamanın ekonomik olarak açıklanmamasıdır. Parasal ve makroekonomik değişkenlerdeki değişimin büyük bir kısmı sadece parasal şoklardan değil aynı zamanda yapısal makroekonomik şoklardan da kaynaklanmakadır. Dolayısıyla, para poliikasının ekilerini araşırırken parasal şokların anımlanması gerekmekedir. Lieraürde para poliikası şoklarının anımlanmasında kullanılan farklı birçok yönem mevcuur. - Uzun dönem ikisa eorisi kısıları - Kısa dönem ikisa eorisi kısıları - İşare kısıı Bunlar arasında, işare kısılamasında emel düşünce eki epkilerin işarelerinin nasıl olacağını söyleyen önsel bilginin kullanılmasıdır. Çalışmada, Uhlig (25) ve Mounford (25) un işare kısıı alında yapısal VAR modeli (SVAR) kullanılacakır. Uhlig (25) yaklaşımında ikisa eorisi kullanılarak sisemdeki bazı değişkenlerin şoka olan epkilerinin işarei belirlenerek, verilen zaman dönemi için bu olası durumu sağlayacak ağırlıkların ne olacağına karar verilir. Böylece eki üzerine geirilen kısılama ve epkilerin uygunluğunun sınanmasıyla şok belirlenmiş olur. Uhlig (25) işare kısılı ile SVAR yönemi sandar VAR yönemine göre birçok avanaja sahipir. Sandar VARda değişkenlere eş zamanlı veya uzun dönemli sıfır kısılaması geirilmekedir. İşare kısılamasında ise değişkenler üzerinde herhangi bir sıfır kısılaması yokur ve kısılama eki vekörü üzerine yapılmakadır. Böylece varyans-
Para Poliikasının Fiya Bileşenleri Üzerine Ekisi: / 117 ürkiye Örneği: 1988-29 kovaryans marisinde hangi Cholesky ayrışırmanın kullanılacağı başka bir ifadeyle değişken sıralamasına gerek duyulmamakadır. Ayrıca kısılama orogonal bir maris üzerinde yapıldığından indirgenmiş VAR modelinin şokları yapısal şok bilgilerine sahip olmakadır. Bir diğer avanajı, VAR yöneminde ikisa eorisi değişkenleri sıralamada kullanılırken işare kısıında sadece işarelerin ne olması gerekiği nokasında kullanılmakadır. Böylece dışsallık problemiyle de karşılaşılmamakadır. Lieraürde para poliikası ekilerinin incelendiği çalışmalara bakıldığında meo benzerliği yanında kullanılan değişkenlerin de benzer olduğu görülmekedir. Genellikle çalışmalarda para poliikasının fiyalar genel seviyesi üzerine ekisi incelenmişir. Faka para poliikasındaki beklenmedik değişim, fiyalar genel seviyesini oluşuran fiya al kalemlerini aynı şekilde ekilemeyebilmekedir. Bu çalışmanın amacı, CMB nin para poliikasının bu fiya genel seviyesinin al kalemlerini nasıl ekilediğini Uhlig (25) işare kısılaması alında SVAR analizi ile incelemekir. Şaye, farklı fiya gruplarındaki fiya seviyeleri, para poliikasından farklı ekileniyorsa, bu durum fiya genel seviyesi içindeki grupların göreceli fiyalarını da ekileyecekir. Bu ise fiyaları, mal ve hizmelere ai görece kılığını göseren bir göserge olmakan çıkarıp, görece fiya seviyesinde bir belirsizlik yaraacakır. Bu ise kaynakların ekin dağılımında bazı sorunlar yaraacak ve uzun dönemde yaırımların düşmesinden dolayı para poliikası oynaklığının fazla olduğu yerlerde geliri düşüren bir fakör olacakır. Bu çerçevede çalışmada, 1988:1 29:1 dönemine ai verileri kullanılarak Uhlig (25) işare kısılaması alında SVAR analizi yardımıyla para poliikasının fiyalar genel seviyesini oluşuran fiya al kalemleri üzerine ekisi ürkiye Ekonomisi için araşırılacakır. Çalışmanın bundan sonraki kısmı 3 bölümden oluşmakadır. 1. bölümde meodoloji anlaılacak, 2. bölümde ampirik bulgular olan para poliikasının fiya bileşenleri üzerine ekileri arışılacakır ve son bölümde genel bir değerlendirme yer alacakır. I) İŞARE KISILAMASI İLE YAPISAL VAR İşare kısılamasında emel düşünce eki epkilerin işarelerinin nasıl olacağını söyleyen ekonomik eorinin önsel bilgi olarak kullanılmasıdır. İşare kısılaması lieraürde üç yolla yapılmakadır. i. Karesel programlama yönemi (Faus, 1998) ii. Bayesian yönem (Uhlig, 25) iii. Kayıp fonksiyonu yönemi (Uhlig, 25) Bu çalışmada işare kısılamasında, Uhlig (25) arafından gelişirilen kayıp fonksiyonu kullanılarak elde edilen meodoloji kullanılacakır. Mehodun
118 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK anlaşılmasında ilk olarak yapısal VAR ın bir adım ileri öngörü haaları ile yapısal şoklar arasındaki ilişkiyi anımlamak gerekecekir. m-ane değişken içeren VAR modeli Y = c( ) + B1 Y 1 +... + BkY k + u (1) şeklindedir. Burada B j ler m m boyulu kasayı marisi, c () sabi ve olası rendi içeren erim ve u, E [ u u ] = varyans-kovaryanslı bir dönem ileri öngörü haasıdır. (1) eşiliğini B(L) gecikirme operaörü kullanarak ekrar yazmak mümkündür. Y = c( ) + B( L) Y + u (2) VAR modelinin paramereleri ahmin edildiken sonra bazı emel şoklar için eki-epkileri yorumlamak önemlidir. Dolayısıyla yapısal yorumlar yapabilmek için (2) eşiliğindeki u nin ekonomik olarak anlamlı şoklar olarak ayrışırılması gerekmekedir. Dolayısıyla, m ane yapısal şoku birbirinden bağımsız ve varyanslarını bir olacak şekilde normalleşirecek A marisine ihiyaç vardır. Başka bir ifadeyle bir dönem ileri öngörü haaları ile yapısal şoklar arasında u = Av ilişkisi olmalıdır. v ler ise E [ vv ] = I m birim varyans-kovaryans marisine sahip yapısal şoklardır. VAR ahminlerinde yapılan varsayımlardan biri şokların birbirleriyle ilişkisiz olduğudur ki aksi durumda birbirleri arasında açıklanamayan nedensel ilişkiler oraya çıkacakır. Burada A marisinin j-inci kolonu, j-inci şokun üm değişkenler üzerindeki hızlı ekisini gösermekedir. = E[ u u ] = AE[ vv ] A = AA, A = A ~ Q (3) Burada şokun belirlenebilmesi için A anımlanmasında m(m-1)/2 ane kısılama yapılmakadır. Lieraürde birçok farklı kısılama yönemi bulunmakadır. Bunlardan en sık kullanılanı Cholesky ayrışırmasıdır. Uhlig (25) meodunda Q orogonal bir marisir ve dolayısıyla A marisinin serbesçe dolaşan elemanlarına karar vermek Q orogonal kümesinde eleman seçimi problemine dönüşmekedir. (3) eşiliğinde A marisinin a kolonu eki vekörü olup, AA = dır. A ~ A ~ =, nın Cholesky ayrışırması olmak üzere a eki vekörüdür. ~ a = Aα (4) Burada α, m boyulu birim uzunlukur ve Q nun bir kolonudur. Çalışmada, para poliikası epki vekörü olarak a epki vekörü fiyaların, gelirin ve para arzının negaif olmadığı eki epkiler * olarak anımlanmışır. Ayrıca, ekonominin para * Kısılar kümülaif eki epki yerine direk olarak eki epkilere koyulduğundan, eki epkiler düzeyde VAR siseminden elde edilmekedir (Sims, Sock ve Wason, 199 ve Lukepohl ve Reimers, 1992).
Para Poliikasının Fiya Bileşenleri Üzerine Ekisi: / 119 ürkiye Örneği: 1988-29 poliikası şoklarına olan epkisi incelenmek isendiğinden önsel olarak kalan diğer m-1 ane şokun ekonomiye ekisinin olmadığı varsayılır ve problem α birim vekörünün ne olacağına dönüşür. r i ( k ), nın Cholesky ayrışırmasında i-inci şoka verilen k- dönem cevap olmak üzere, a için ( k ) eki epki aşağıdaki gibi elde edilmekedir. r m a ( k ) = ir i( k ) i= 1 r a α (5) A epki vekörü verildiğinde veya A marisi verildiğinde hesaplanabilmekedir. A marisi A [ a A ], B marisi B [ b B ] marisi [ ] ( a ) = 2 olmak üzere [ ] v = 2 = A 1 u ve v 1 v = v V2 v = A u = b u B2V2 olacakır. Böylece a eki epki vekörü için u nun bir kısmı v ( a ) a ile anımlanmakadır. B kasayılar marisi, varyans kovaryans marisi için önsel ve sonsal dağılım Normal-Wishar ailesindendir (Uhlig, 1994). B oralama marisi, poziif anımlı S kovaryans marisi ve v serbeslik derecesi ile paramerelendirilen dağılım: 1 W m ( S / v,v ) (6) şeklindedir. B, N, S ve v önsel olarak alındığında sonsal B, N, S ve v aşağıdaki gibidir v N B S = N = N v = v = + v 1 + X X ( N Bˆ S + v + X XBˆ ) ˆ 1 Σ + v ( Bˆ B ) N N 1 X X( Bˆ B Şokların anımlanan işare kısııyla ilişkili olan eki epkilere sahip birden fazla eki epki vardır. Dolayısıyla meodolojide kayıp fonksiyonunu minimum yapan vekör seçilir. Kayıp fonksiyonunu aşağıdaki gibi anımlamak mümkündür: ( k) r ( k) r jav jav Γ ( Av) = f + f (7) j J S, + k = s j j J S, k = s j Kayıp fonksiyonunda kısılarla uyuşmayan epkiler cezalandırılır, diğerleri ödüllendirilir. Dolayısıyla, seçilen şok, kayıp fonksiyonu arafından en büyük marjin krierini sağlayan şokur. (7) eşiliğinde r jav ( k), şokan k dönem sonra, Av eki veköründe j-inci değişkenin epkisidir. )
12 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK 1 xrj ε ( k) / s j, anımlanan isare kısıları uygun değilse f = rj ε ( k)/ sj, diğer durumlarda Burada s j j-inci değişkenin sandar haası, J s,+ poziif işare kısıı, J s,- negaif işare kısııdır. Belirlenecek birden fazla şok olduğunda, şokun diğer şoklarla orogonal olacak şekilde sınırlandırılması gerekmekedir. Mounford (25) ve Uhlig (25) çalışmalarında bu sınırlandırma ardışık olarak yapılmakadır. İlk şok üzerinde herhangi bir orogonal kısıı bulunmazken ve en büyük serbeslik derecesine sahip iken, ikinci şokun ilk şok ile orogonal olma kısıı bulunmakadır ve ilk şokan sonra en büyük serbeslik derecesine sahipir. Daha sonra gelen 3. şok da bu ilk iki şokla orogonal olmak durumundadır ve bu sınırlandırma ardışık olarak devam emekedir. Uhlig (25) in işare kısıı alında SVAR modeli ile eki epkilerin elde edilmesinde kullanılan algorima şöyledir: 1. adım: B kasayılar marisi ve varyans kovaryans marisi EKK yardımı ile ahmin edilir. 2. adım: Normal-Wishar sonsal dağılımının paramereleri (B, ) nın EKK ahminleri olmak üzere bu dağılımdan n 1 ane B kasayılar marisi ve kovaryans marisi üreilir. 3. adım: Her biri için A ~ Cholesky ayrışırması elde edilir 4. adım: Her bir A ~ için rassal olarak n 2 ane α lar üreilir ve kendi normuyla α = ~ α / ~ ) olacak şekilde normalleşirilir. 5. adım: Böylece n 1 x n 2 ane a = A ~ α ve r a ( k ) eki epki elde edilir. ( α 6. adım: Eki epkilerin belirlenen ilk birkaç dönem için işare kısılarına uyup uymadıkları konrol edilir. İşare kısıını sağlayan eki epkiler alınır diğerleri göz ardı edilir. 7. adım: n 3 ade eki epki elde edildiken sonra bunların medyan değeri ve uygun anlamlılık düzeyi için yüzdelik değerleri alınarak eki epki ve güven aralığı elde edilir. n 1 =n 2 =2 alınmışır ve oplamda 4 ade eki epki elde edilmişir. n 3 =1 alınmışır.
Para Poliikasının Fiya Bileşenleri Üzerine Ekisi: / 121 ürkiye Örneği: 1988-29 II) PARA POLİİKASININ FİYA BİLEŞENLERİ ÜZERİNE EKİSİ Çalışmada, fiya genel seviyesinin al kalemleri olarak gıda, giyim, ev eşyası, sağlık, ulaşım, külür ve konu ile ilgili harcamalar indeksi alınmışır. Bununla birlike gelir olarak Sanayi Üreim Endeksi (SÜE), parasal büyüklük olarak para arzı M1, döviz kuru olarak ABD doları saış, faiz oranı olarak bankalar arası gecelik faiz oranları konrol amacı ile analizde kullanılmışır. Veriler 1988:1 29:1 dönemine ai olup, CMB elekronik veri dağıım siseminden derlenmişir. Çalışma kapsamındaki değişkenlerden faiz oranı dışında büün değişkenler logarimik formda kullanılmışır. Bununla birlike değişkenlerdeki mevsimsel ekiyi yansımak amacıyla aylık kukla değişkenleri de modele dahil edilmişir. Uhlig (25) meodolojisi, değişkenlerin düzeyde kullanıldığı ve Bayesian ahmin yönemine dayanan bir yönemdir. Dolayısıyla çalışmada değişkenler, durağanlığına ve eşbüünleşik olup olmadıklarına bakılmaksızın düzeyde kullanılmışır (Sims, Sock, and Wason, 199 and Lukepohl and Reimers, 1992). Para poliikasının fiya bileşenleri üzerine ekisinin incelenmesinde gevşek para poliikasının ekileri işare kısıı olarak kullanılmışır. Kısılar ablo: 1 verilmişir. ablo : 1 İşare Kısıları Şoklar Geniş para poliikası SÜE Fiya M1 Döviz Kuru Faiz + + + NR NR No: ablo, her bir anımlanmış şok için eki epki üzerine geirilen kısıları gösermekedir. +, denklemde bulunan değişkenin eki epkisi üzerine şoku akip eden iki dönem boyunca poziif kıslama geirildiğini ifade emekedir. Benzer şekilde, -, negaif kısılamayı gösermekedir. NR ise herhangi bir kısılama yapılmadıgını ifade emekedir. Kısılar, para poliikası epki vekörü olarak a epki vekörü, fiyaların, gelirin ve para arzının negaif olmadığı eki epkiler olarak anımlanmışır. Siseme bir sandar sapmalık şok verildiğinde gıda, giyim, ev eşyası, sağlık, ulaşım, külür ve konu indeksleri için 6 dönemlik eki epki değerleri grafik olarak Şekil 1 de verilmişir.
122 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK a. Para Poliikasının Gıda Fiyalarına Ekisi b. Para Poliikasının Giyim Fiyalarına Ekisi.5 Gida icin Eki epkiler.3 Giyim icin Eki epkiler.4.2.3.1.2..1. -.1 -.1 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 -.2 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 c. Para Poliikasının Ev Eşyası Fiyalarına Ekisi d. Para Poliikasının Sağlık Fiyalarına Ekisi.4 Ev Esyasi için Eki epkiler.3 Saglik için Eki epkiler.3.2.2.1.1.. -.1 -.1 -.2 -.2 -.3 -.3 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 -.4 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 e. Para Poliikasının Ulaşım Fiyalarına Ekisi f. Para Poliikasının Külür Fiyalarına Ekisi.5 Ulasim için Eki epkiler.3 Külür için Eki epkiler.4.2.3.1.2..1 -.1. -.2 -.1 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 -.3 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 g. Para Poliikasının Konu Fiyalarına Ekisi.5 Konu için Eki epkiler.4.3.2.1. -.1 -.2 5 1 15 2 25 3 35 4 45 5 55 Şekil : 1 Para Poliikası Şokunun Fiya Bileşenlerine Ekisi
Para Poliikasının Fiya Bileşenleri Üzerine Ekisi: / 123 ürkiye Örneği: 1988-29 Şekil: 1 a. da para poliikasındaki gevşemenin gıda fiyaları üzerindeki ekisini vermekedir. Para poliikasındaki gevşeme gıda fiyalarını ele alınan 6 dönem için kalıcı bir şekilde arırmakadır. Şekil 1 b. de verilen giyim ve e. de verilen ulaşım grafiklerine bakıldığında bu kalemdeki fiyaların para poliikasındaki gevşemeye benzer epkiler verdiği görülmekedir. İlk birkaç dönem ararak ve daha sonra azalma eğilimine giren epkiler yine ilk birkaç dönemden sonra isaisiksel olarak anlamlılığını da yiirmekedir. Ev eşyası, sağlık, külür ve konu kalemlerinin epkisi de benzerdir ve ilk birkaç dönemdeki azalışı arışlar akip emekedir. Ev eşyası, sağlık ve konu fiyalarının para poliikasındaki gevşemeye verdikleri epkiler isaisiksel olarak anlamsız olmakla birlike külür kalemindeki fiyaların verdiği epkiler 4 ile 8 dönemi arasında anlamlı görülmekedir. Şekil: 1 e genel olarak bakıldığında para poliikasındaki gevşemenin fiya genel seviyesi al kalemlerini farklı ekilediği görülmekedir. Bu da fiya genel seviyesi içindeki grupların göreceli fiyalarını da ekileyerek görece fiya seviyesinde bir belirsizlik yaraığı düşünülmekedir. Fiyalardaki belirsizlik yapısının incelenmesi de lieraürde ayrı bir çalışma konusu oluşurmaka ve konuyla ilgili ürkiye için de yapılan çalışmalar geniş yer umakadır (bknz. Özer ve ürkyılmaz, 25; Berumen vd., 21; Nas ve Perry, 2). Fiyalardaki belirsizlik, kaynakların ekin dağılımında bazı sorunlar yaraacakır. Bu da, uzun dönemde yaırımların düşmesinden dolayı para poliikası oynaklığının fazla olduğu yerlerde geliri düşüren bir fakör olacakır. SONUÇLAR Çalışmada, para poliikasının fiya bileşenleri üzerine ekisi Uhlig (25) in işare kısıı alında gelişirdiği yapısal VAR analizi ile incelenmişir. Eki epkilere geirilen işare kısılaması sayesinde sandar VAR yöneminde önemli bir noka olan değişken sıralaması ve dışsallık problemlerinin üsesinden gelinmişir. Ayrıca bu yönem ile para poliikası üzerinde eşzamanlı veya uzun dönem sıfır kısılaması yapılmaksızın para poliikası şoku belirlenmeye çalışılmışır. 1988:1 29:1 veri aralığı ile yapılan çalışmada elde edilen bulgulara göre para poliikası şokunun fiyalar genel seviyesi al kalemleri üzerinde ekisi farklılık gösermekedir. Para poliikasındaki gevşeme gıda fiyalarını kalıcı bir şekilde armakadır. Aynı eki giyim, ulaşım kalemlerinde de görülse de bu eki birkaç periyoluk anlamlı olması dışında diğer dönemlerde anlamsızdır. Ev eşyası, sağlık ve konu kalemlerinde eki bazen poziif bazen negaif görülse de bu ekiler isaisiksel olarak anlamlı bulunamamışır. Sonuç olarak gevşek para poliikasının fiya genel seviyesi bileşenleri üzerinde farklı ekilere sahip olduğu gözlenmişir. Farklı fiya
124 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK gruplarındaki fiya seviyelerinin gevşek para poliikasından farklı ekilenmesi ise fiya genel seviyesi içindeki grupların göreceli fiyalarını ekilemekedir. Dolayısıyla, görece fiya seviyesinde bir belirsizlik meydana gelmekedir ki bu sonuç bir çok çalışmayla deseklenmekedir (bknz. elaar ve elaar, 23; Ozer ve urkyılmaz, 25; Berumen ve Dinçer, 25; Berumen v.d., 21, 25, 21). KAYNAKÇA BERNANKE, B., ve A. BLINDER (1992) Federal funds rae and he channels of moneary ransmission, American Economic Review, 82(4): 91-921. BERUMEN, H., K. MEIN-OZCAN ve B. NEYAPI. (21), Modelling Inflaion Uncerainy Using EGARCH: An Applicaion o urkey. hp://www.econurk.org/urkisheconomy/ kivil2.pdf. BERUMEN, H. (27), "Measuring Moneary Policy For A Small Open Economy: urkey,". Journal of Macroeconomics, Elsevier, vol. 29(2), pp. 411-43, June. BERUMEN, H. ve N.N. DİNCER. (28), Measuring he Effecs of Moneary Policy For urkey, Journal of Economic Cooperaion, 29, 1, pp. 83-11. COCHRANE, J. H. (1998), Wha Do he VARs Mean? Measuring he Oupu Effecs of Moneary Policy, Journal of Moneary Economics, 41, pp. 277-3. CHRISIANO, L.J. ve M. EICHENBAUM (1992a) Liquidiy effecs and he moneary ransmission Mechanism, American Economic Review 82: 346-352. DICKINSON, D.G. ve J. LIU (27) he Real Effecs of Moneary Policy in China: An Empirical Analysis, China Economic Review, 18, 1, pp. 87-111. FAUS, J. (1998), On he Robusness of he Idenified VAR conclusions abou money, Carnegie Rocheser Conference Series on Public Policy, vol.49, pp. 27-244. JANG, K. ve M. OGAKI (24) he Effecs of Moneary Policy Shocks on Exchange Raes: A Srucural Vecor Error Correcion Model Approach, Journal of Japanese and Inernaional Economies, 18, pp. 99-114. LUKEPHOL, H. ve H.E. REIMERS (1992) Granger Causaliy in Coinegraed VAR Processes: he Case of he erm Srucure Economics Leers, 4, pp. 263-268. MOUNFORD, A. (25), Leaning ino he Wind: A Srucural VAR Invesigaion of UK Moneary Policy, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 67, 5, pp. 597-621. NAS,. F. ve M. J. PERRY. (2), Inflaion, İnflaion Uncerainy, And Moneary Policy in urkey: 196-1998. Conemporary Economic Policy, 18, 2, pp. 17-18.
Para Poliikasının Fiya Bileşenleri Üzerine Ekisi: / 125 ürkiye Örneği: 1988-29 OZER, M. ve S. A. URKYILMAZ. (25), ime Series Analysis of Inflaion and Inflaion Variabiliy in urkey. Journal of Economics, Managemen and Finance, 2, 229. PEKER, O. (27), Para Poliikası Ekilerinin Ölçümü: ürkiye Örneği, Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F., Cil: 14, Sayı: 1, pp. 181-194. RAFIQ, M.S. ve S.K. Mallick (28) he effec of moneary policy on oupu in EMU3 A sign resricion approach, Journal of Macroeconomics 3 (28) 1756 1791. ELAAR E. ve M. HASANOV. (26), he Asymmeric Effecs of Moneary Shocks: he Case of urkey, Applied Economics, 26, 38, pp. 2199 228. SIMS, C.A. (1972) Money, income and causaliy. American Economic Review 62: 54-552. SIMS, C.A. (198) Macroeconomics and realiy, Economerica 48, 1 48. SIMS, C. A., SOCK, J. H. ve WASON, M. (199). Inference in linear ime series models wih some uni roos, Economerica, Vol. 58, pp. 113 144. UHLIG, H. (1994), Wha Macroeconomiss Should Know Abou Uni Roos: A Bayesian Perspecive, Economeric heory, 1, pp. 645 671. UHLIG, H. (25), Wha Are he Effecs Of Moneary Policy On Oupu? Resul s From An Agnosic İdenificaion Procedure, Journal of Moneary Economics, 52, pp. 381 419.
126 / Yeliz YALÇIN, Ferhan ÇEVİK