YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2015 Cil:22 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013) Musa ATGÜR * N. Oğuzhan ALTAY ** ÖZ Bu çalışmada, Türkiye'de enflasyon ve nominal faiz oranı ilişkisi, 2004-2013 dönemi için incelenmişir. Çalışmada elde edilen sonuçlar, 2004-2013 döneminde Türkiye'de Fisher Ekisinin varlığına işare emişir. Çalışmada uygulanan Johansen, Lükepohl-Saikkonen Eşbüünleşme Tesleri ve Dinamik En Küçük Kareler (DOLS) Yönemi sonuçlarına göre, enflasyon (ENF) ve nominal faiz oranı (NFO) değişkenleri arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmuşur. Bu kapsamda 2004-2013 döneminde Türkiye'de enflasyon ve nominal faiz oranındaki gelişmeler birbiri ile yakından ilgilidir. Bu sebeple, Türkiye Cumhuriye Merkez Bankasının önümüzdeki dönemde de uygulayacağı para poliikalarını bu uzun dönemli ilişkiyi dikkae alarak yürümesi önem arzemekedir. Anahar Sözcükler: Enflasyon, Nominal Faiz Oranı, Türkiye. JEL Sınıflandırması: C01, E31, E43. Relaionship Beween The Inflaion And Nominal Ineres Rae: The Case Of Turkey (2004-2013) ABSTRACT This paper examines he relaionship beween he inflaion and ineres rae in Turkey for he period 2004-2013. The resuls obained in his sudy have poined o he exisence of Fisher Effec in Turkey during he period 2004-2013. According o he Johansen, Lükepohl-Saikkonen Coinegraion Tess and Dynamic Leas Squares (DOLS)mehod he resuls applied in he sudy, a long-run relaionship has been found beween he inflaion(enf) and nominal ineres rae (NFO) variables. In his conex, he developmens is relaed o each oher abou he inflaion and nominal ineres raes in Turkey for during he period 2004-2013. Therefore, he Cenral Bank of he Republic of Turkey should conduc o implemen moneary policy aking ino accoun he long-run relaion for he nex period. Key Words: Inflaion, Nominal Ineres Rae, Turkey. JEL Classificaions: C01, E31, E43. I. GİRİŞ Bir ülke ekonomisinde, para poliikasını yürümekle görevli kurum ve karar vericilerin para poliikası ercihlerindeki değişiklikler, o ülke ekonomisinde enflasyon ve faiz oranı üzerinden ekonomik birimlerin gelecek dönem ile ilgili kararlarını önemli ölçüde ekilemekedir. Enflasyon beklenilerinin ve faiz oranlarının arış yönünde değişeceğine ilişkin beklenilerin arığı bir ekonomide, ekonomik birimler gelecek döneme ilişkin ükeim ve yaırım kararlarını yeniden gözden geçireceklerdir. Bu bakımdan enflasyon ve faiz oranları, uygulanan * Ege Üniversiesi, SBE, musaagur@yahoo.com ** Prof. Dr., Ege Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü, oguzalayefd@gmail.com (Makale Gönderim Tarihi: 20.09.2014 / Yayına Kabul Tarihi: 11.12.2015)
M. Agür & N. O. Alay/Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi:Türkiye Örneği(2004-2013) isikrar ve para programlarının emelini oluşurmaka ve bu programların performansını oraya koymakadır. Para poliikası uygulamaları sonucunda enflasyon ve faiz oranlarında meydana gelen değişiklikler, ekonomiyi yakından ekilemeke ve bu iki değişken arasında ilişkinin bulunduğuna yönelik arışmaları da beraberinde geirmekedir. Enflasyon ile nominal faiz oranı arasında ilişkinin varlığına yönelik yaklaşım, "Fisher Ekisi" olarak ifade edilmekedir. Bu yaklaşıma göre enflasyon oranındaki değişiklikler, nominal faiz oranını poziif yönde ekilemekedir. Türkiye'de, 2000'li yıllarla birlike para poliikalarında önemli bir değişim gerçekleşmişir. Bu bağlamda, fiya isikrarının kalıcı olarak esis edilmesi nokasında Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası (TCMB), 2002 yılından iibaren örük, 2006 yılından iibaren de resmi olmak üzere günümüze kadar enflasyon hedeflemesi rejimini yürümüş ve bu sayede enflasyon beklenileri daha düşük seviyelere doğru çekilebilmişir. 2010 yılından iibaren TCMB yeni bir poliika bileşeni oluşurarak, para poliikası uygulamalarında fiya isikrarının yanısıra finansal isikrarı da amaç edinmişir. Bu dönemde Türkiye'de para poliikası uygulamalarındaki değişiklikler, enflasyon ve faiz oranı arasındaki ilişkinin yeniden incelenmesini gerekli hale geirmişir. Türkiye'de enflasyon ve nominal faiz oranı ilişkisinin incelendiği bu çalışmanın ikinci bölümünde, eori ve lieraürdeki çalışmalar ele alınmışır. Üçüncü bölümde, çalışmanın uygulama bölümünde kullanılan yönem hakkında bilgi verilmişir. Dördüncü ve beşinci bölümde de, Türkiye üzerine zaman serileri analizine dayalı uygulamanın veri sei ve modeli belirlenmiş olup, ampirik bulgular ele alınmışır. Alıncı bölümde ise, çalışmanın sonuçları değerlendirilmişir. II. TEORİ VE LİTERATÜR ÖZETİ Faiz oranı ve enflasyon ilişkisinin eorik emelleri Fisher (1930)'a kadar uzanmakadır. Fisher Denklemi olarak anımlanan (1) nolu denkleme göre, nominal faiz oranı (i); reel faiz oranı(r) ve enflasyon oranı (π) oplamından oluşmakadır. Buna göre Fisher Denklemi; i = r + π (1) Denklem (1), nominal faiz oranının iki nedenden dolayı değişiğini göserir. Buna göre; nominal faiz oranı ya reel faiz oranındaki değişikliken ya da enflasyon oranındaki değişikliken kaynaklanabilir. Fisher Denklemi, Mikar Teorisi ile birlike parasal genişlemenin nominal faiz oranını nasıl ekilediğini belirir. Mikar eorisine göre, parasal genişlemedeki %1'lik arış, enflasyon oranındaki %1'lik arışa neden olur. Fisher denklemine göre ise, enflasyon oranındaki %1'lik arış, nominal faiz oranında %1'lik arışa neden olur. Enflasyon oranı ile nominal faiz oranı arasındaki bu birebir ilişki, "Fisher Ekisi" olarak adlandırılmakadır (Mankiw, 2010: 94-95). Fisher Denklemi nominal ve reel faiz ayırımı yapılarak ve yaırımlardaki çeşilendirme dikkae alınarak aşağıdaki biçimde de ifade edilebilir; * 1 + R = 1 + E R 1 E π (2) 522 [ ( )] ( ) 1 + [ ] 1
Yöneim ve Ekonomi 22/2 (2015) 521-533 Denklem (2)'de R, döneminde vadesi dolan bir dönemlik bir ahvil için nominal faiz oranını ifade eder, E -1(R *), döneminde vadesi dolan, -1 döneminde ahvil piyasasındaki bir dönemlik beklenen faiz oranıdır. E -1(π ), -1 döneminde ahvil piyasasında, -1 döneminden dönemine kadar ki beklenen enflasyon oranıdır. Denklem (2), aşağıdaki biçimde denklem (3)'e dönüşürülebilir; [ ( * R = E R )] E ( π ) [ ] 1 + 1 (3) Denklem (3)'e göre, kredi veren kurumlar, kredi süresi boyunca saınalma güçlerinde oluşan kaybı beklenen enflasyon kadar elafi emek iseyecekler ve bu da nominal faiz oranına yansıyacakır. Böylece, parasal yanılgının olmadığı kabul edilir ise, bu durumda enflasyon oranındaki bir değişim, reel faiz oranları sabi olduğu için amamen nominal faiz oranları üzerinde ekili olur. Bu bilgi, ikisa poliikası karar vericileri kadar, eorik araşırma yapanlar açısından da önemlidir (Maghyereh ve Al-Zoubi, 2006: 33). Gelişmiş ve gelişmeke olan ülkelerde, enflasyon ve faiz oranı ilişkisi üzerine yapılan çalışmalarda genel olarak zaman serileri analiz yönemi kullanılmış olup elde edilen bulgular, hem gelişmiş hem de gelişmeke olan ülkelerde enflasyon ve faiz oranı arasında bir ilişkinin varlığına işare emişir. Enflasyon ve faiz oranı ilişkisinin Türkiye ekonomisinde geçerli olup olmadığı üzerine yapılan çalışmalarda ise zaman serileri analizi kullanılmış olup, Turgulu (2004), Şimşek ve Kadılar (2006), Yamak ve Abdioğlu (2007), Teker vd. (2012) çalışmasında bulduğu sonuçlar Türkiye ekonomisinde enflasyon ve faiz oranı arasındaki ilişkinin var olduğunu gösermişir. Buna karşılık; Yılancı (2009), Baya (2012) ve Mercan (2013) çalışmasındaki bulgular Türkiye'de enflasyon ve faiz oranı ilişkisinin var olmadığına işare emişir. Wood (1981) çalışmasında, Fisher Ekisi ile Fama Hipoezi'ni karşılaşırmışır. 1970'li yıllarda yayınlanan pek çok çalışmada Fisher (1930) ile benzer sonuçlara ulaşılmış, faiz oranlarının enflasyon oranına karşı epkisi yavaş ve kısmi olarak bulunmuşur. Fama ise, farklı bir yönem akip ederek farklı sonuçlara ulaşmışır. Fama (1975) analizinde hazine bonosu geirilerini kullanmış, bono piyasasının ekinliğini esler ile ahmin emişir. Fama (1975) ekin piyasalarda üm bilgilerin piyasa kaılımcılarına doğru olarak akarıldığını savunur iken, fiyaları ve faiz oranlarını gözlemlemişir. Burada gözlemlenen faiz oranlarının, enflasyon ya da deflasyon beklenilerine doğru olarak yansıdığı ve bu beklenilerin yansız ve doğru olduğu ifade edilmişir. Mishkin (1991), ABD ekonomisinde Fisher ekisinin geçerliliğini kısa ve uzun dönem için incelemişir. 1964-1986 dönemini kapsayan aylık veriler ile, aylık ve on iki aylık hazine bonosu faiz oranı ve enflasyon oranı değişkenlerini kullandığı çalışmasında en küçük kareler ahmin ve eşbüünleşme esi yönemlerinden yararlanmışır. Çalışmada elde edilen sonuçlar, ABD ekonomisinde uzun dönemde Fisher ekisinin geçerli olduğunu; faiz oranları ve enflasyon arasında güçlü bir korelasyon bulunduğunu, kısa dönemde ise Fisher Ekisinin geçerli olmadığını gösermişir. 523
M. Agür & N. O. Alay/Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi:Türkiye Örneği(2004-2013) Kandel vd.(1996), İsrail ekonomisinde reel faiz oranları ve beklenen enflasyon ilişkisini, 1984-1992 dönemi için araşırmışır. Elde edilen regresyon denklemi ahmin sonuçları, İsrail ekonomisinde reel faiz oranları ile beklenen enflasyon arasında negaif bir ilişkinin bulunduğunu gösermişir. Booh ve Ciner (2001), dokuz Avrupa Birliği ülkesi ile ABD'deki kısa vadeli faiz oranı ile enflasyon arasındaki uzun dönemli ilişkileri incelemişir. Aylık verilerin ve Johansen Eşbüünleşme esi yöneminin kullanıldığı çalışma, 1978-1997 dönemini kapsamışır. Çalışmanın sonuçları, incelenen ülkelerin çoğunluğunda EURO para biriminden faiz oranı ile enflasyon oranı arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olduğunu gösermişir. Brzoza-Brzezina (2001), ABD ekonomisinde reel faiz oranı ile enflasyon arasındaki uzun dönemli ilişkileri incelemişir. Alı aylık veriler ile, 1954-1999 döneminin incelendiği çalışmada, Johansen eşbüünleşme esi kullanılmışır. Elde edilen sonuçlar, ABD ekonomisinde, uzun dönemde faiz oranı açığının enflasyon üzerinde ekili olduğunu gösermişir. Turgulu (2004), Türkiye ekonomisinde Fisher Hipoezinin varlığını 1978-2003 dönemi için incelemişir. Engle-Granger ve Parçalı Eşbüünleşme es yönemlerinin kullanıldığı çalışmada Parçalı Eşbüünleşme es sonuçları, Türkiye ekonomisinde Fisher Hipoezinin varlığına işare emişir. Clemene vd.(2004) çalışmasında, G7 ülkelerinde Fisher Ekisi'nin geçerliliğini, 1960-2001 dönemi için üçer aylık veriler ile, eşbüünleşme esi yönemlerini kullanarak incelemişir. Elde edilen ampirik bulgular, G7 ülkelerinde Fisher Ekisi'nin geçerliliğini sınırlı olarak deseklemişir. Buna göre, ABD ve Fransa ile ilgili sonuçlar Fisher Ekisi'nin geçerli olduğu görüşünü desekler iken, Japonya ve İalya ilgili sonuçlar Fisher Ekisini sınırlı bir düzeyde desekleyebilmişir. Dolayısıyla çalışma, G7 ülkelerinde Fisher Ekisinin varlığına ilişkin şüpheleri de desekler mahiyeedir. Şimşek ve Kadılar (2006), Türkiye ekonomisinde Fisher Ekisinin geçerli olup olmadığını 1987-2004 dönemi için ARDL (auoregressive disribued lag) yönemi ile incelemişir. Çalışmanın sonuçları Türkiye'de Fisher Ekisinin bulunduğunu gösermişir. Maghyereh ve Al-Zoubi (2006) çalışmasında, Arjanin, Brezilya, Malezya, Meksika, Kore ve Türkiye olmak üzere oplam alı gelişmeke olan ülkede nominal faiz oranı ile enflasyon oranı ilişkisini incelemişir. Aylık verilerin kullanıldığı çalışmada Türkiye için 1978-2003 dönemi, Arjanin ve Brezilya için 1979-2003 dönemi, Kore için 1976-2003 dönemi, Malezya için 1974-2003 dönemi ve Meksika için 1978-2003 dönemi ele alınmışır. Doğrusal olmayan corending es sonuçları, çalışmada ele alınan sözkonusu gelişmeke olan ülkelerde Fisher ekisinin am olarak geçerli olduğunu ve beklenen enflasyon oranı ile nominal faiz oranı arasında birebir ilişki bulunduğunu gösermişir. Yamak ve Abdioğlu (2007), Türkiye ekonomisinde Fisher Hipoezinin geçerliliğini 1990-2006 dönemi için incelemişir. Johansen Juselius Eşbüünleşme Tes ve Haa Düzelme Modeli yönemlerinin kullanıldığı çalışmada elde edilen sonuçlar, Türkiye ekonomisinde Fisher Ekisinin geçerli olduğunu gösermişir. 524
Yöneim ve Ekonomi 22/2 (2015) 521-533 Berumen vd.(2007), G7 ülkelerinde ve gelişmeke olan kırkbeş ülkede, faiz oranları ile beklenen enflasyon arasında poziif bir ilişki kuran Fisher hipoezinin geçerliliği es edilmişir. Farklı dönemlerin ele alındığı ve GARCH modeli yöneminin kullanıldığı çalışmanın sonuçları, Fisher eksinin G7 ülkelerinde geçerli olduğunu gelişmeke olan ülkelerin yirmi üç anesinde geçerli olduğunu, alı G7 ülkesinde ve on sekiz gelişmeke olan ülkede faiz oranı ve enflasyon belirsizliği arasında poziif ve anlamlı bir ilişki bulunduğunu, gelişmeke olan yedi ülkede ise negaif bir ilişkinin bulunduğunu oraya koymuşur. Asgharpur vd. (2007), kırk müslüman ülkede uzun dönemde faiz oranı ve enflasyon ilişkisini araşırmışır. Çalışmada panel veri analizi yönemi kullanılmış olup, 2002-2005 dönemi ele alınmışır. Çalışmanın sonuçları, ele alınan üm ülkelerde faiz oranı değişkeninden enflasyon oranı değişkenine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisinin varlığına işare emişir. Yılancı (2009), Türkiye'de Fisher Hipoezinin geçerli olup olmadığını 1989-2008 dönemi için üçer aylık veriler ile incelemişir. Doğrusal olmayan Eşbüünleşme Tesi ve Engle-Granger Eşbüünleşme Tes yönemi sonuçları, Fisher Hipoezinin Türkiye ekonomisinde geçerli olmadığını gösermişir. Teker vd.(2012), Türkiye'de faiz oranları ve enflasyon arasındaki uzun dönemli ilişkiyi 2002-2011 dönemi için incelemişir. Mevdua faiz oranları ve ükeici fiya endeksi değişkenlerinin kullanıldığı çalışmada eşik haa düzelme modeli yönemi kullanılmışır. Eşik haa düzelme modeli ahmin sonuçları, Türkiye'de ele alınan dönem içinde faiz oranı ve enflasyon arasında uzun dönemli bir ilişkinin bulunduğunu gösermişir. Baya (2012), Türkiye'de Fisher Ekisinin geçerliliğini 2002-2011 dönemi için doğrusal olmayan eşbüünleşme yaklaşımı ile incelemişir. Baya (2012), aylık veriler ile yapığı çalışmada, faiz oranı değişkenleri olarak bir aylık, üç aylık, alı aylık ve oniki aylık ağırlıklandırılmış vadeli mevdua için uygulanan nominal faiz oranlarını ve ükeici fiya endeksi değişkenlerini kullanmışır. Doğrusal olmayan eşbüünleşme esi yönemi sonuçlarına göre, çalışmada ele alınan dönemde Türkiye'de dalgalı kur ve enflasyon hedeflemesi rejimi uygulamalarından dolayı, Fisher Ekisi'nin geçerli olmadığı sonucuna ulaşılmışır. Bhar ve Mallik (2012), Avusralya ve Yeni Zelanda ekonomisinde enflasyon belirsizliği ve faiz oranları ilişkisini incelemişir. Çalışmada üçer aylık veriler ve GARCH modeli ahmin yönemi kullanılmış olup, 1957-2006 dönemi incelenmişir. Çalışmada nominal faiz oranlarının, beklenen enflasyon, enflasyon belirsizliği ve çıkı açığı üzerinde ne kadar ekili olduğu üzerinde odaklanılmışır. Elde edilen sonuçlara göre, hem Avusralya'dan hem de Yeni Zelanda'da enflasyon ile nominal faiz oranları arasında poziif bir ilişki bulunmuşur. Bunun yanısıra her iki ülkede de eki belirsizliği bileşeninin faiz oranı üzerindeki ekisi anlamlı bulunamamış, yapısal belirsizlik bileşeninin faiz oranları üzerindeki ekisi sadece Avusralya'da negaif ve anlamlı bulunmuşur. Awomuse ve Alimi (2012), Nijerya ekonomisinde beklenen enflasyon ve nominal faiz oranları ilişkisini, 1970-2009 dönemi için araşırmışır. Yıllık 525
M. Agür & N. O. Alay/Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi:Türkiye Örneği(2004-2013) verilerin kullanıldığı çalışmada, Johansen Eşbüünleşme esi ve Vekör Haa Düzelme Modeli yönemi sonuçlarına göre, Nijerya ekonomisinde uzun dönemde nominal faiz oranı ve beklenen enflasyon arasında bir ilişki bulunmuş ve bu sonuç Fisher Ekisi'nin geçerli olduğu iddiasını deseklemişir. Kısa dönemde ise Fisher Ekisi bu ülkede geçerli değildir. Mercan (2013), Türkiye ekonomisinde nominal faiz oranı ve enflasyon oranı arasındaki ilişkiyi 1992-2013 dönemi için aylık veriler ile incelemişir. ARDL Sınır Tes yöneminin uygulandığı çalışmadaki bulgular, Türkiye ekonomisinde nominal faiz oranı ve enflasyon oranı arasında bir ilişki bulunmadığını gösermişir. Mahmood vd.(2013), Pakisan ekonomisinde 1992-2011 döneminde, enflasyon, faiz oranları ve işsizlik arasındaki uzun dönemli ilişkiyi, üçer aylık veriler ile incelemişir. Johansen eşbüünleşme esi yöneminin kullanıldığı çalışmada elde edilen bulgulara göre, Pakisan ekonomisinde enflasyon, faiz oranı ve işsizlik arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmuş, her üç serinin de eşbüünleşik olduğu espi edilmişir. Adegboyega vd.(2013) çalışmasında, Nijerya ekonomisinde 1986-2011 döneminde Fisher Ekisi'nin geçerliliğini es emişlerdir. Yıllık verilerin kullanıldığı çalışmadaki değişkenler, reel faiz oranı, enflasyon oranı ve para arzından oluşmuşur. ARDL Eşbüünleşme Tesi yöneminin uygulandığı çalışmada elde edilen sonuçlar, Nijerya ekonomisinde kısmen Fisher Ekisi'nin varlığını oraya koymuş, faiz oranı ile enflasyon arasında negaif bir ilişki bulunmuşur. Alimi ve Ofonyelu (2013), Nijerya ekonomisinde beklenen enflasyon ve nominal faiz oranları ilişkisini, 1970-2011 dönemi için incelemişir. Çalışmada Johansen Eşbüünleşme esi, Haa Düzelme Modeli ve Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi yönemleri kullanılmışır. Elde edilen sonuçlara göre, Nijerya ekonomisinde, faiz oranı ile beklenen enflasyon uzun dönemde birlike hareke eder iken, çalışmada Fisher Ekisinin geçerli olduğu yönünde herhangibir bulguya ulaşılamamışır. Zainal vd.(2014), Malezya ekonomisinde 2000-2012 döneminde Fisher ekisinin geçerliliğini incelemişir. Aylık veriler ile yapılan çalışmada, üçer aylık hazine bonosu faiz oranları, inerbank faiz oranı ve ükeici fiya endeksi değişkenleri kullanılmışır. ARDL Sınır Tesi sonuçları, Malezya para piyasasında uzun dönemde Fisher ekisinin geçerli olduğunu oraya koymuşur. Ayub vd.(2014), Pakisan ekonomisinde 1973-2010 döneminde, nominal faiz oranları ve enflasyon arasındaki uzun dönemli denge ilişkisinin varlığını araşırmışlardır. Johansen, Engle-Granger Eşbüünleşme Tesi yönemlerinin kullanıldığı çalışmadaki değişkenler, nominal faiz oranı ve enflasyondan oluşmakadır. Johansen ve Engle-Granger Eşbüünleşme Tesi sonuçları, Pakisan ekonomisinde 1973-2010 döneminde, nominal faiz oranları ve enflasyon arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığını oraya koymuşur. 526
Yöneim ve Ekonomi 22/2 (2015) 521-533 III. YÖNTEM A. Birim Kök (Durağanlık) Analizi Nelson ve Plosser (1982), zaman serisi uygulamalarında kullanılan makroekonomik zaman serilerinin hemen hemen ümünde birim kökün var olduğunu iddia emişlerdir. Birim kökün varlığı ya da yokluğu, bir dizi emel veri üreme sürecinin bazı özelliklerini belirlemeye yardımcı olur. Birim kökün yokluğu durumunda (durağan) zaman serileri, uzun dönemli sabi bir oralama erafında dalgalanmaka ve seriler zamana bağlı olmayan sonlu bir varyansa sahip olmakadır. Buna karşılık durağan olmayan seriler, uzun dönemli deerminisik bir yöne doğru dönme eğilimine sahip değildir ve serilerin varyansı zamana bağlı olarak değişmekedir (Glynn vd., 2007: 66). Zaman serisi analizlerinde durağan olmayan (birim kök içeren) seriler, bunun için gelişirilen bazı esler yardımıyla fark değerleri alındıkan sonra durağan hale gelir. Bunun için gelişirilen ve zaman serisi uygulamalarında en yaygın kullanılan iki es, Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron (PP) birim kök esleridir. Bu çalışmada, birim kök analizi için bu iki yönem kullanılmışır. Dickey-Fuller (1979) birim kök esi, üç farklı boş hipoez alında, üç farklı regresyon denklemi biçiminde ahmin edilmişir. Buna göre sözkonusu denklemler; Y = δy 1 + u (4) Y = β1 + δy 1 + u (5) Y = β1 + β 2 + δy 1 + u (6) Denklem (4), rassal yürüyüş modelini, denklem (5), sabi erimli rassal yürüyüş modelini, denklem (6) ise, sabi erimli ve deerminisik rendli rassal yürüyüş modelini belirir. Yurkarıdaki üç farklı regresyon denklemi ve üç farklı durumun herbiri için boş hipoez ve alernaif hipoez es edilmekedir. ADF birim kök esi için boş hipoez, birim kökün var olduğunu, zaman serisinin durağan olmadığını (H 0:δ=0) iddia emekedir. Alernaif hipoez, zaman serisinin durağan olduğunu ve muhemelen deerminisik bir rend erafında olduğunu (H 1:δ<0) iddia emekedir. Dickey ve Fuller (1979) birim kök esinde, haa erimlerinin birbiriyle ilişkisiz olduğu varsayılmışır. Bu varsayım, bazen geçersiz hale gelmeke ve regresyon uygulamalarında haa erimleri birbiriyle ilişkili olabilmekedir. Dickey ve Fuller, haa erimlerinin bu farklı durumunu dikkae alan Genişleilmiş Dickey- Fuller (ADF) (1981) birim kök esini önermişlerdir. Bu birim kök esi, yukarıda belirilen (4), (5) ve (6) nolu denklemlerden harekele bağımlı değişkenin ( Y ) gecikmeli değerleri ilâve edilerek gelişirilmişir. ADF birim kök esi, aşağıdaki regresyon denklemi ahmin edilerek bulunmuşur. Buna göre; m 1 + ai Y i + i= 1 Y = β + β + δy ε (7) 1 2 527
M. Agür & N. O. Alay/Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi:Türkiye Örneği(2004-2013) Denklem (7)'de, ε, beyaz gürülü haa erimi ve Y 1 = ( Y 1 Y 2 ), Y 2 = ( Y 2 Y 3 ) 'dir (Gujarai ve Porer, 2009: 755-757). Phillips-Perron (PP) birim kök esi için (8) nolu regresyon denklemi kullanılmakadır. Buna göre; Y = φy 1 + α + β + u (8) Denklem (8)'de u, durağan bir süreçir. (Ayrıca değişen varyanslı olabilir) Phillips-Perron esi, es isaisiklerini doğrudan değişirerek es regresyonunu, haa erimlerindeki (u ) ookorelasyonu ve değişen varyansı düzelir. ϕ=0 boş hipoezi alında, Phillips-Perron Z ve Z ϕ isaisikleri, ADF es isaisikleri ile aynı asimpoik dağılıma sahipir. Phillips-Perron birim kök esinin, ADF birim kök esine göre üsünlüğü, PP esinin u haa erimlerindeki değişen varyansın genel biçimlerinin dirençli olmasındadır (Kozhan, 2010: 73-74). B. Eşbüünleşme (Konegrasyon) Analizi Zaman serisi uygulamalarında aynı dereceden durağan olan seriler, enegre seriler olarak adlandırılır. Enegre serilerin uzun dönemdeki harekelerini görebilmek için eşbüünleşme esleri uygulanır. Bu çalışmada, serilerin uzun dönemdeki harekelerini görebilmek amacıyla Johansen eşbüünleşme ve Lükepohl-Saikkonen eşbüünleşme esleri uygulanmışır. Johansen eşbüünleşme esi, aşağıda P'nci dereceden verilen vekör ooregresif (VAR) modelini başlangıç nokası olarak alır. Y = µ + A1Y 1 +... + APY P + ε (9) Denklem (9)'da Y, çoğunlukla I(1) olarak göserilen birinci derece enegre olmuş, nx1 boyulu değişkenler vekörünü ifade eder. VAR Modeli yeniden yazıldığında; P 1 1 = + Γi Y i + i= 1 P Y = µ + ΠY. ε (10) P i = 1 Π = A i I ve Γ i = A j (11) j= i+ 1 Π kasayı marisi r<n indirgenmiş ranka sahip olup, nx1 boyulu α ve β marisleri, r rankıyla birlike Π=αβ' ve β'y durağandır. r, eşbüünleşik vekör sayısını ifade eder, vekör haa düzelme modelinde düzelme paramereleri olarak bilinen α ve her bir β süunu eşbüünleşik vekördür (Hjalmarsson ve Öserholm, 2007: 4-5). Lükepohl vd., (2001), bilinmeyen bir zamandaki yapısal kırılmalar ile birlike VAR süreçlerine uygulanabilen bir eşbüünleşme rank esi önermişlerdir. Yapısal kırılma, sürecin oralamasındaki basi bir kırılma olarak modellenmişir. İlk olarak am bir sınırsız VAR modeli emeli üzerinde kırılma arihi belirlendi. Lükepohl vd. (2001), iki farklı alernaif ahminciyi ele almış ve bu ahminlerde asimpoik özellikler sağlamışlardır. Sonraki adımda, kırılma büyüklüğünü içine alan sürecin deerminisik kısmı genellleşirilmiş en küçük kareler (GLS) yönemi 528
Yöneim ve Ekonomi 22/2 (2015) 521-533 ile ahmin edilmişir. Daha sonra, serilerden ahmin edilen deerminisik kısım çıkarılarak düzelilmişir ve düzelilmiş olan serilere eşbüünleşme rankı için Johansen ipi bir es uygulanmışır. Tes isaisiği, kırılma arihine bağlı olmayan iyi bilinen asimpoik boş hipoez dağılımına sahip olduğunu gösermişir. C. Dinamik En Küçük Kareler (DOLS) Tahmin Yönemi Dinamik en küçük kareler (DOLS) yönemi, seriler arasındaki eşbüünleşme ilişkisinin ahmininde kullanılan bir yönemdir. Sock ve Wason (1993) arafından gelişirilen DOLS yönemi hem küçük örneklere uygulanabilmesi hem de I(0), I(1) ve I(2) olan serilerin bir arada es edilebilmesine imkan verdiği için eşbüünleşme vekör ahmininde bazı avanajlara sahipir. Bu yönemin diğer bir avanajı ise bağımsız değişkenler arasındaki içsellik ve ookorelasyon sorunlarının var olması durumunda dirençli (robus) ahminler gerçekleşirebilir olmasıdır (Hepsağ, 2009: 72). DOLS yönemi, diğer alernaif ahminciler ile karşılaşırıldığında küçük örneklemde daha dirençli bir ahminci olup Mone Carlo simülasyonuna dayalı kanılar sunmakadır. Buna ilâve olarak DOLS, deerminisik bileşenler içeren ve değişkenlerarası olası eşzamanlılık ve enegrasyon derecesini içeren ekin ahmincilerin elde edilmesini sağlayan bir eknikir (Irffi vd., 2006: 5). IV. VERİ SETİ VE MODEL Çalışmamızda kullanılan veriler aylık olup, Ocak 2004 ve Aralık 2013 dönemini kapsamışır. Çalışmamızın, veri sei TCMB resmi web siesindeki Elekronik Veri Dağıım Siseminden (EVDS) alınmışır. Çalışmanın verileri, üreici fiya endeksinden ( 2003=100) hareke ile elde edilen enflasyon oranı ve üç aya kadar vadeli TL mevdualarına uygulanan ağırlıklı oralama nominal faiz oranlarından oluşmakadır. Çalışmamızda kullandığımız modelleme için, Ayub vd.(2014)'ün Pakisan ekonomisi üzerine ve Maghyereh ve Al-Zoubi (2006)'nin Arjanin, Brezilya, Kore, Malezya, Meksika ve Türkiye üzerine yapıkları çalışmalarda kullandıkları modellemeler esas alınmış ve modeldeki değişkenler buna göre belirlenmişir. Buna göre Türkiye için gelişirdiğimiz model (12) nolu denklemde belirilmişir; NFO = α 0 + α1enf + ε (12) Denklem (12)'de belirilen değişkenler şunlardır; NFO, nominal faiz oranını, ENF, enflasyon oranını ifade eder. α 0, sabi kasayı, α 1, eğim kasayısınıı, ε ise haa erimidir. V. AMPİRİK BULGULAR Öncelikle, çalışmada kullanılan serilerin durağan olup olmadıklarını espi edebilmek için birim kök esleri yapılmışır. ADF ve PP birim kök esi sonuçları Tablo 1'de verilmişir. Tablo 1'de verilen sonuçlara göre, ADF birim kök esi için Maksimum gecikme uzunluğu Schwarz Bilgi Krierine göre on iki olarak belirlenmiş, PP birim kök esi için de, gecikme uzunluğunu belirlemede "AR Specral-OLS derended" yönemine göre ve maksimum gecikme uzunluğu 12 olarak belirlenmişir. %1 ve %5 anlamlılık düzeyinde MacKinnon kriik değerlere göre, her iki birim kök esi yönemine göre ampirik çalışmada kullanılan üm serilerin 529
M. Agür & N. O. Alay/Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi:Türkiye Örneği(2004-2013) düzey değerleri ile durağan olmadıkları sapanmış, daha sonra birinci farkları alınarak %1 anlamlılık düzeyinde üm seriler durağan I(1) hale gelmişir. Tablo 1: ADF ve PP Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Genişleilmiş Dickey Fuller Birim Kök Tesi Düzey Birinci Fark Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli NFO -1.6542(2) -2.5793(1) -7.9601(1)* -7.9852(1)* ENF -2.0028 (12) -2.1708(12) -7.3809(11)* -7.3282(11)* Değişken Trendsiz Düzey Phillips-Perron Birim Kök Tesi Trendli Trendsiz Birinci Fark Trendli NFO -2.2301(2) -2.9700(1) -8.6883(1)* -8.7216(1)* ENF -1.8350(12) -2.0256(12) -18.5075(11)* -18.2279(11)* *: ADF ve PP %1 anlamlılık düzeyinde alernaif hipoezin kabul edildiğini göserir. Paranez içindeki değerler gecikme sayısını göserir. %1 ve %5 anlam düzeylerindeki MacKinnon kriik değerler sırasıyla -3.49 ve -2.89 olarak belirlenmişir. Bu sonuca göre üm seriler birinci dereceden durağan olduğu için, böyle seriler birinci dereceden enegre seriler olarak adlandırılır. Birbiriyle enegre serilerin uzun dönemde ilişkili olup olmadıklarını belirlemek için seriler eşbüünleşme esine abi uulur. Tablo 2'de, Johansen ve Lükepohl-Saikkonen Eşbüünleşme Tes sonuçları verilmişir. Tablo 2: Johansen Trace Tesi ve Lükepohl-Saikkonen Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Tes Gecikme H0 Johansen Trace Lükepohl- Saikkonen Sabi Sabi ve Trend Orogonal Trend LR Olasılık LR Olasılık LR Olasılık 5 r=0 28.08 0.0027 27.38 0.0300 25.21 0.0010 5 r=1 5.70 0.2227 4.24 0.7084 - - 5 r=0 23.27 0.0004 23.03 0.0023 22.94 0.0001 5 r=1 1.03 0.3566 0.85 0.8314 - - Tablo 2'de, Johansen ve Lükepohl-Saikkonen Eşbüünleşme Tesleri; Akaike Bilgi Krierine göre gecikme değerinin beş olarak belirlendiği, sabi erimli, sabi ve rendli, orogonal rendli olmak üzere üç farklı durumda ele alınmışır. Johansen ve Lükepohl-Saikkonen Eşbüünleşme Tes sonuçları birbiriyle örüşmüş; her iki es sonucuna göre %1 anlamlılık düzeyinde hiçbir eşbüünleşik vekörün olmadığını iddia eden boş hipoez (r=0) reddedilmiş ve en fazla bir eşbüünleşik vekörün olduğunu iddia eden alernaif hipoez kabul edilmişir. Çalışmamızda kullandığımız model, son olarak dinamik en küçük kareler (DOLS) yönemi ile ahmin edilmişir. Elde edilen ahmin sonuçları ablo 3'e verilmişir. 530
Yöneim ve Ekonomi 22/2 (2015) 521-533 Tablo 3: Dinamik En Küçük Kareler (DOLS) Yönemi Tahmin Sonuçları Bağımlı Değişken: NFO Değişken Kasayı Sandar Haa -İsaisiği Olasılık c 9.9694 1.6795 5.9361* 0.0000 ENF 0.4811 0.1796 2.6789* 0.0085 R 2 0.2259 Bağımlı Değişkenin Varyansı 13.8503 Düzelilmiş R 2 0.2125 Regresyonun Sandar Haası Durbin-Wason İsaisiği Bağımlı Değişkenin Varyansının Sandar Sapması 4.8859 4.3358 Arık Kareler Toplamı 2180.707 0.0451 Uzun Dönem Varyans 86.6047 No: * simgesi, %1 Anlamlılık düzeyinde isaisiksel olarak anlamlı olduğunu göserir. Tablo 3'eki sonuçlara göre, %1 anlamlılık düzeyinde, bağımsız değişkenin (ENF) kasayısının ve sabi kasayının (c) isaisikleri anlamlı sonuçlanmış ve sözkonusu kasayıların işareleri poziif çıkmışır. Çalışmadan elde edilen ampirik bulgular genel bir çerçevede değerlendirildiğinde, hem Johansen, Lükepohl-Saikkonen eşbüünleşme esleri hem dinamik en küçük kareler yönemi ahmin sonuçları birbiriyle örüşmüş ve çalışmada ele alınan eorik yapıyı deseklemişir. Bu bakımdan, elde edilen ampirik bulgular, Türkiye'de 2004-2013 döneminde enflasyon oranı ile faiz oranı arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığına işare emişir. VI. SONUÇ VE DEĞERLENDİRME Türkiye'de enflasyon oranı ve faiz oranı arasındaki ilişkisinin 2004-2013 dönemi için incelendiği bu çalışmanın lieraüre yapığı kakı, Türkiye'de enflasyon hedeflemesi rejimi ve dalgalı kur rejiminin birlike uygulandığı dönemin incelenmiş olmasıdır. Çalışmanın sonuçları, Türkiye ekonomisinde enflasyon oranı ile nominal faiz oranı arasındaki uzun dönemli, bir ilişkinin varlığını gösermişir. Elde edilen bu sonuç, Turgulu (2004), Şimşek ve Kadılar (2006), Yamak ve Abdioğlu (2007), Teker vd. (2012) çalışmalarında elde eikleri sonuçlar ile benzerlik göserir iken, Yılancı (2009), Baya (2012) ve Mercan (2013) çalışmasındaki bulgular ile çelişmekedir. Çalışmada elde edilen sonuçlar, Türkiye'de fiyalar genel düzeyindeki gelişmelerin nominal faiz oranındaki gelişmeler ile ilinili olduğunu gösermesi açısından önemlidir. Bu bakımdan, TCMB'nin önümüzdeki dönemde uygulayacağı para poliikası uygulamalarında bu uzun dönemli ilişkiyi dikkae alması önem arzemekedir. KAYNAKÇA Adegboyega, S. B., Odusanya, I. A. ve R.O. Popoola (2013). Fisher s Effec in Nigeria: Empirical Analysis Using ARDL (Bound Tes) Approach, Inernaional Journal of Science and Research, 12(2), 378-382. 531
M. Agür & N. O. Alay/Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi:Türkiye Örneği(2004-2013) Alimi, S. R. ve C. C. Ofonyelu (2013). Toda-Yamamoo Causaliy Tes Beween Money Marke Ineres Rae and Expeced Inflaion: The Fisher Hypohesis Revisied, European Scienific Journal, 7(9), 125-142. Asgharpur, H., Kohnehshahri, L. A. ve A. Karami (2007), The Relaionships Beween Ineres Raes and Inflaion Changes: An Analysis of Long-Term Ineres Rae Dynamics in Developing Counries, In Inernaional Economic Conference on Trade and Indusry (IECTI) 2007, 3-5 December 2007. Awomuse, B. O.ve R. S. Alimi (2012). The Relaionship beween Nominal Ineres Raes and Inflaion: New Evidence and Implicaion for Nigeria, MPRA Paper No: 49684, hp://mpra.ub.unimuenchen.de/49684/ 1/MPRA_paper_ 49684.pdf (05/06/2014) Ayub, G., Rehman, N.U., Iqbal, M., Zaman, Q. ve M. Aif (2014). Relaionship Beween Inflaion and Ineres Rae: Evidence From Pakisan, Research Journal of Recen Sciences, 3(4), 51-55. Baya, T. (2012). Türkiye'de Fisher Ekisinin Geçerliliği: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Yaklaşımı, Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 38, 47-60. Berumen, H., Ceylan, N. B. ve H. Olgun (2007). Inflaion Uncerainy and Ineres Raes: Is The Fisher Relaion Universal?, Applied Economics, 39, 53-68. Bhar, R. ve G. Mallik (2012). Componens of Inflaion Uncerainy and Ineres Raes: Evidence from Ausralia and New Zealand, Economic Analysis & Policy, (42)1, 39-49. Booh, G. G. ve C. Ciner (2001). The Relaionship Beween Nominal Ineres Raes and Inflaion: İnernaional Evidence, Journal of Mulinaional Financial Managemen, 11(2001), 269-280. Brzoza-Brzezina, M. (2001). The Relaionship Beween Real Ineres Raes and Inflaion, Bank Kredynr 3, NBP, Warszawa. 7. Bullard, Clemene, J., Monañés, A. ve M. Reyes (2004). Srucural Breaks, Inflaion and Ineres Raes: Evidence for he G7 counries, EconWPA, hp://www.alde.es/encuenros/aneriores/viieea/auores/m/111.pdf (18/06/2014) Dickey, D. A. ve W. A. Fuller (1979). Disribuions of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, 427-31. Dickey, D. A. ve W. A. Fuller (1981). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, 1057-72. Fama, E. F. (1975). Shor Term Ineres Raes as Predicors of Inflaion, American Economic Review, 65, 269 282. Fisher, I. (1930). The Theory of Ineres. New York, NY: Macmillan. Glynn, J., Perera, N. ve R. Verma (2007). Uni Roo Tess and Srucural Breaks: A Survey wih Applicaions, Journal of Quaniaive Mehods for Economics and Business Adminisraion, 3(1), 63-79. Gujarai, D. N. ve D. C. Porer (2009). Basic Economerics, New York: McGraw-Hill. Hepsağ, A. (2009). Finansal Liberalizasyon Poliikalarının Geçerliliğinin McKinnon Tamamlayıcılık Hipoezi Çerçevesinde Sınanması: Türkiye Örneği, BDDK Bankacılık ve Finansal Piyasalar, 1(3), 63-80. Hjalmarsson, E. ve P. Öserholm (2007). Tesing for Coinegraion Using he Johansen Mehodology When Variables Are Near-Inegraed, IMF Working Paper, No.07/141. Ireland, P. N., (1996). Long-Term Ineres Raes and Inflaion: A Fisherian Approach, FRB Richmond Economic Quarerly, 82(1), 21-35. Irffi, G., Caselar, I., Siqueira, M. ve F. Linhares (2006). Dynamic OLS and Regime Swiching Models o Forecas he Demand for Elecriciy in he Norheas of Brazil, FGV EPGE, hp://epge.fgv.br/finrio/myreview/ FILES/CR2/p44.pdf (12/05/2014). Kandel, S., Ofer, A. R. ve O. Sarig (1996). Real Ineres Raes and Inflaion: An Ex-Ane Empirical Analysis, The Journal of Finance, 51(1), 205-225. Kozhan, R. (2010). Financial Economerics, London, Roman Kozhan & Venus Publishing ApS. Lükepohl, H., Saikkonen, P. ve C. Trenkler (2001), Tesing for The Coinegraing Rank of a VAR Process Wih Level Shif A Unknown Time, ECONSTOR Working Paper, hp://www.econsor. eu/bisream/10419/62759/1/ 725571888.pdf (20/05/2014) 532
Yöneim ve Ekonomi 22/2 (2015) 521-533 Maghyereh, A. ve H. Al-Zoubi (2006). Does Fisher Effec Apply in Developing Counries: Evidence from a Nonlinear Corending Tes Applied o Argenina, Brazil, Malaysia, Mexico, Souh Korea and Turkey, Applied Economerics and Inernaional Developmen, 6-2 (2006), 31-46. Mahmood, Y., Bokhari, R. ve M. Aslam (2013), Trade-off Beween Inflaion, Ineres And Unemploymen Rae of Pakisan : A Coinegraion Analysis, Pakisan Journal of Commerce and Social Sciences, 7(3), 482-492. Mankiw, N. G. (2010). Macroeconomics, Sevenh Ediion, New York, NY: Worh Publishers. Mercan, M. (2013). Enflasyon ve Nominal Faiz Oranları Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Fisher Hipoezi Çerçevesinde Tes Edilmesi: Türkiye Örneği, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 4(27), 368-384. Mishkin, F. S. (1991), Is he Fisher Effec for Real? A Reexaminaion of he Relaionship Beween Inflaion and Ineres Raes, Naional Bureau of Economic Research, Working Paper No: 3632. Nelson, C.R. ve C.I. Plosser (1982). Trends and Random Walks in Macroeconomic Time Series, Journal of Monerey Economics, 10, 139-162. Sock, J. H. Ve M. W. Wason (1993). A Simple Esimaor of Coinegraion Vecors in Higher Order Inegraed Sysems, Economerica, 61, 783-820. Şimşek, M. ve C. Kadılar (2006). Fisher Ekisinin Türkiye Verileri İle Tesi, Doğuş Üniversiesi Dergisi 7(1), 99-111. Teker, D., Alp, E. A. ve O. Ken (2012). Long-Run Relaion beween Ineres Raes and Inflaion: Evidence from Turkey, Journal of Applied Finance & Banking, (6)2, 41-54. Turgulu, E. (2004). Fisher Hipoezinin Tuarlılığının Tesi: Parçalı Durağanlık ve Parçalı Koenegrasyon Analizi, Dokuz Eylül Üniversiesi İk. Ve İd. Bil. Fak. Dergisi, 2(19), 55-75. Wood, J. H. (1981). Ineres Raes and Inflaion, Federal Reserve Bank of Chicago Economic Perspecives, 5(May/June), 3 12. Yamak, R. ve Z. Abdioğlu (2007). Fisher Hipoezinin Tesi: Güçlü ve Zayıf Form, Kahramanmaraş Süçü İmam Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 4(1-2), 1-9. Yılancı, V. (2009). Fisher Hipoezinin Türkiye İçin Sınanması: Doğrusal Olmayan Eşbüünleşme Analizi, Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 4(23), 205-213. Zainal, N., Nassir, Annuar Md, Dao, M. H. ve H. Yahya (2014). Fisher Effec: Evidence From Money Marke in Malaysia, Journal of Social Science Sudies, 1(2), 112-124. 533