TÜRK EKONOMİSİNİN UZUN DÖNEM ENFLASYON ANALİZİ : BİR AMPiRiK YAKLAŞlM

Ekonomik yaklaşm Cilt: 4, Say: 8, 993 TÜRK EKONOMİSİNİN UZUN DÖNEM ENFLASYON ANALİZİ : BİR AMPiRiK YAKLAŞlM Kvlcm Metin I. GiRiş 2 Türkiye'de, son krk yl içinde, göreli olarak önemli üç enflasyonist dönem yaşanmştr. Bunlar; 954-59, 977-80 dönemleri ile 984'ten günümüze dek süregelen dönem olarak belirlenebilir. Bu çalşma, Türkiye'deki enflasyonist süreci ampirik olarak inceleme amac gütmektedir. Çalşmada kullanlacak iktisadi yaklaşm, Surrey ( 989)'un enflasyonun açk ekonomiler için kategorik snflandrmasna dayanmaktadr. Bu yaklaşma göre enflasyon i) Saf parasalc teoriler ve ii) Dş ticaret teorileri (ithal edilmiş enflasyonu da dikkate alarak) çerçevesinde veya iii) İşgücü piyasas ve talep fazlas ile ilgili teorilerle açklanabilir. Bu iktisadi snflamaya ek olarak, biz analizimizde Türkiyede'ki kamu sektörü bütçe açğ nedeniyle ortaya çkan mali genişlemenin, enflasyonist süreç üzerindeki etkilerini de göz önüne aldk. Fakat, gerçek hayatta, yukarda sözü edilen mekanizmalar birbirlerine bağml olup, bir teorinin enflasyonla ilgili açklamalarn diğer teorinin açklamalarndan ayrt etmek oldukça güç olmaktadr. Bu güçlüğü göz önüne alarak, biz geniş bir parametrizasyon ile genel bir makro model çerçevesinde, her bir sektörden gelen enflasyonist etkileri aşağdaki eşitlikte gösterdik. LogP = ~o + ~Z + ~ 2 ogm + ~ 3 PPP + ~ 4 (R 0 - Rw) () Z = 8 0 + ~\ F + ö 2 M (2) burada logp enflasyon orann, logm parasal büyüme hzn, F mali politika değişkenini, Z talep fazlasn ve PPP satn alma gücü paritesini gös- () Öğretim Görevlisi, Bilkent Üniversitesi (2) Bu pl:;;ma, yazarn "An Integraleel Analysis of Turkish Intlation" adl makalesinin ilk bölümüne dayanmaktadr 97

Kvlcm METİN termektedir. Satn olma gücü paritesi, PPP, "tek fiyat kanununa dayanarak, mal piyasasnda serbest ticaret varken, ülkeler arasndaki mal fiyatlarnn farkllaşmas mal arbitraj ile yok edilir", der. Satn alma gücü paritesi, PPP == PD - P w - e şeklinde olup, burada PD, P w' logantmik olarak yurtiçi ve dünya fiyatlarn, e ise yine logantmik olarak döviz kurunu gösterir. Böylece, ülkeler arasnda fiyatlarn eşitlenmesi, yürürlükte olan döviz kuru rejimine bağldr. Tek fiyat kanunu, finansal aktiflere de uygulanabilir ve bu yolla ülkeleraras faiz hadlerinin eşitliği sağlanr. Literatürde, bu, 'örtülü olmayan faiz hadleri paritesi' (Uncovered Interest Rate Parity, (UIP)) olarak bilinir ve aşağdaki eşitlikle ifade edilir. UIP == RD - Rw - e Burada Bu ve Rw, nominal yurtiçi ve dünya faiz hadlerini ifade eder. Bu ilişki () nolu eşitlikte gözlenen faiz hadleri fark (RD - Rw) olarak yer almştr ve yurtiçi enflasyon orann pozitif olarak etkiler (~ 4 >0). Genelde, enflasyon bir ekonomide, mal, para, mali, işgücü ve dş ticaret piyasalarndaki talep fazlas yüzünden ortaya çkar. Teorik olarak, bu ksmi sektörel talep fazlalar enflasyonu belirler. Fakat, ampirik çalşmalarda, bu sektörel talep fazlalarn temsil etmek üzere uygun değişkenler bulmak kolay değildir. Son yllarda, ampirik ekonometrik araştrmalar co-integration(3) adyla bilinen yeni bir alanda yoğunlaşt. Co-integration, durağan olmayan (non-stationary) değişkenler arasndaki durağan (stationary) uzun dönemli ilişkiyi tanmlar(4) (bknz. Engle ve Granger (987)) ve ayn zamanda ekonomideki talep fazlas için de uygun bir ölçüt (proxy) oluşturur. (3) Çal:;;ma boyunca baz yeni ekonometrik terminolojiyi Türkçele:;;tirmekte zorluk çektik. Yanlş bir anlamaya yol açmamak için de Türkçeleştirmedik ve Ingilizcesini kullanmak zounda kaldk. (4) GBnelde iktisadi seriler durağ"an değillerdir. Bu serileri durağan hale getitmek için fark alma işlemi uygulanmaldr. Ömeğin, eğer durağan olmayan bir serinin "k" defa fark alnrsa, ve bu i:;;lem sonucunda hu seri durağan hale gelirse, hu seriye I (k) (integrated o der k), k'nc dereceden fark alnmş seri denir. Seri durağan hale geldiğinde bu seri I (O) dr. Genelde iktisadi seriler I () veya I (2) özelliğindedir (örneğin fiyatlar genel seviyesi Türkiye'de I (2) iken enflasyon oran da I () dir (fazla bilgi için bknz. Metin ( 992a)). Co-integration, teknik olarak ayn fark dereceüne (ömeğin I ()) sahip değişkenlerin, doğrusal kombinasyonlar :,;onucunda, durağan I (O) ilişkilere dönüşmesidir (Bu konuda hilgi için hknz. Oxford Bulletin of Economics nnd Statistics, özel Co-integration saylar, lhi Hi vol. 48-3 ve ~m2 vol. 54-3). 98

Ekonomik Yaklaşm Çalşmann izleyen bölümlerinde, co-integration analizi kullanlarak, Türkiye'de enflasyon, ampirik olarak incelenecektir (5). Çalşmann izleyen bölümlerinin organizasyonu şöyledir. II. bölümde analize konu olan dönemdeki Türk ekonomisindeki gelişmeler özetlenmiştir. III. bölümde çalşmada kullanlan ekonometrik yöntem tanmlanmştr. IV. bölümde bireysel sektörlerin - para, mali, işgücü ve dş ticaret - enflasyona katklar, birer alt bölüm olarak incelenmiştir. V. bölümde sonuçlar özetlenmiştir. II. Ekonomik Gelişmeler Türk ekonomisi, önce 950'lerin ikinci yars, daha sonra da 970'lerde, hzl enflasyon ve düşük büyüme hzlaryla karş karşya kalmştr. Ekonomideki dengesizlik ve darboğazlarn ana nedeni, büyüyen kamu sektörü açklar, bu açklar finanse edebilmek için aşr kredi kullanm - özellikle tarm sektörünü finanse eden krediler - büyük yatrm değerlenmiş dö programlarnn finansmannn giderek zorlaşmas ve aşr viz kurudur. 970'de önemli sonuçlar doğuran bir ekonomik paket çerçevesinde Türk liras devalüe edildi. Fakat hemen 970'lerin başlarnda, hem dünya mal fiyatlarnn, hem de petrol fiyatlarnn artş göstermesi, döviz kurunun aşr değerlenmesine neden oldu. Bu dönemde enflasyon, ekonomik sürecin bir parças olarak, cari işlemler açğyla birlikte geldi. Cari işlemler açğmn yannda kamu sektörü açklar da 970'lerin ilk yarsndan itibaren artan bir trend izledi (bknz. grafik, merkezi hükümet bütçe açğnn, (G-T), - kamu iktisadi teşebbüsleri açklar hariç - para bazna, H, oran (( G-T ) H). 970'lerin sonuna gelindiğinde, Türk ekonomisi, ödemeler dengesi güçlükleri ve enflasyonla birlikte gelen derin bir krize girdi (bknz. grafik 2, tüketici fiyatlar enflasyonu, (2) nolu grafikden enflasyonist dönemler açklkla izlenebilmektedir). 978'lere dek hemen hemen stabil kalan parann ortalama elde tutulma oran (M/PY), iki rakaml yüksek enflasyonun etkisiyle yaklaşk % 70 düşüş göstermiştir (bknz. grafik 3). Ocak 980 kararlar ile, liberal istikrar politikalar yürürlüğe konmuş ve ekonomi ihracata yönelik kalknma stratejisi ve piyasa güçlerinin (5) Ampirik çal~malar için bknz. Johansen (~8:), Johansen ve Juselius (990, 99), Juselius (~89, 99la, UHilh). 99

G-T/H =.600 -.Jiolld. 2Y:J.Hl0 -.lyu -.. j. ~ -. 95Y 9:,:; '!6.. <,;:,. l_ ~----~----~ --- _J <J7:o 9Hiol <Jij~ 99lol GRAFiK olcpit.800.6yo.59!.200 -..luid.mm -. UUl -.z.. ---- ----L---L ----J..!. 9:i2 l9:i6 9ilol <j(,'l i,... J - -..... ~-----L,_.. J! l9fi!! ''7. 97fi 9!llol <JH'l 9!! GRAFiK 2 00

a-p-y =.29.90 -.29 -.49 -.69 -.80 -.99 L--":-::-=-:L-~'":-::~'--..... --... -- -,... -..t. -- ~. _.- ---~--- 959 955 9>4 'If>:; J 97Q J n s J 9H!!<JR :. 999 GRAFİK 3 oletl$ =.0 -.90.79.:;o.30.HI -.0.. L.. L_... -- ----..... 952 l'lf-'l ';68 972.976 --.. l'hh!!...,..._ 9!4 t'-8! GRAFiK 4 0

R. c.uo.:uy.-tm. :n~.zm.hi0 ------"----~----------'--- -.. ly~u 9~~ l~hy --- - _ l'!h:l 9"/(i en:. J.. l9!jy '----~... - I'IH:i GRAFiK 5 02

Kvlcm METİN liberalleşmesi ile, yeni bir uyum sürecine girmiştir. Programda, fiyat şoklar yannda, para, maliye, gelir politikalarna da yer verilmiştir. Programn bir parças olarak önemli bir devalüasyon yaplmş ve daha sonra da esnek döviz kuru politikasma geçilmiştir (bknz. grafik 4, bu grafikden üç önemli devalüasyon, sabit ve esnek kur politikasnn uygulandğ dönemler açkça görülmektedir). 980'lerde ayrca yeni bir faiz politikas yürürlüğe kondu. Faiz hadleri serbetlik kazand ve enflasyonun üzerinde seyretmesine izin verildi (grafik 5 Merkez Bankas iskonto oranlarn göstermektedir. Bu oran 980'lere dek hemen hemen sabit ve enflasyonun çok gerisinde iken, 980'li yllarda enflasyon oranm yakalamş ve baz dönemlerde pozitif reel faizlere ulaşlmştr). 980 İstikrar Paketinin uygulanmas sonucunda, reel para balanslar kslmş, bu nedenle ekonomide geçici bir durgunluk yaşanmş ve bunun sonucunda da, üç basamakl enflasyon rakam önce %35'e, daha sonra 983'un sonunda % 25'ere düşmüştür. Fakat 984'ten sonra enflasyon tekrar artş göstermiş, 980'lerin ikinci yarsndan günümüze kadar neredeyse % 60'larda stabil hale gelen bir enflasyonist dönem başlamştr. geliştirilen III. Ekonometrik Metodoloj i Bu bölümde, çalşmada k ullandğmz, Johansen ( 988) tarafndan çoklu co-integration metodunu özetleyeceğiz. Modelde, xt Nxl boyutlu bir zaman serisi vektörü olup şeklinde ifade edilir. Burada c sabit terimi, Qt ise dcterninistik kukla değişkenleri - trend ve mevsimlik kukla değişkenleri - temsil ediyor. ifadesi ise, gecikme işlemeisi L'nin matriks polinomudur. vt ise ortalmnas sfr varyans n olan, normal dağlna sahip, sabit varyansl, serisel olarak korclasyonsuz hata terimidir. 03

Ekonomik Yaklaşm Vektör otoregresyon (vector autoregression), V AR, modelini kullanarak bütün değişkenleri (xt 'leri) kendi geçmiş değerlei ve deterministik değişkenler üzerine koşullandrarak ifade etmek mümkündür. D (xt x't-l Q.~). Burada, x't- = (xl' x2, xt-). İşte Johansen (988) tarafndan önerilen çoklu co-integration, temelde VAR modelinde direkt olarak co-integration'in belirlenmesine dayanr. Johansen'in modelini yeniden parametrik olarak yazarsak olup, p- Dx = - l: t.dxt. + txt. L + c + t + dq + Et (4) t. - -+ = i burada t. = - (IN + l: A.) ve t = - (I + l: A.) hata terimi Et (t=l,..., T) p J N = = p boyutlu bağmsz, ortalamas sfr, varyans l: olan, durağan (stationary) gaussian değişkenlerdir. t matriksinin rank, r, durağan değişken (xt) saysn belirler. 7t=aW olup, uzun dönem tepki matciksini ifade eder. Burada a ve p matriksleri Nxr boyutlu olup, N değişken saysn, r ise co-integrated vektör saysn gösterir. p matrisi katsay rnatriksidir, a matriksinin elernanlan ise, her bir co-integrating vektörünün parametrelerine ilişkin ağrlklar verir. p matriksi, (5) nolu eşitlikle, r sayda en büyük istatistiki olarak anlaml eigen değerlerin oluşturduğu, eigen vektörler tarafndan tahmin edilir. [.skk- sk s -s k = o (5) o 00 o burada S 00, Dxt 'nin Dxt-l,... Dxt-k+, üzerine regresyonundan elde edilen artk moment matriksi; Skk' xt-k'nin D\-k+l üzerine regresyonundan elde edilen artk moment matriksi olup; Sok ise çapraz ürün moment matriksidir. Eigen değerler (~'ler) kullanlarak, cointegrating vektör says logolabilirlik oran test istatistiği ( 6) yardmyla test edilir. p " -Tl: In (-J.l.) (6) r+l Bu istatistiğe trace testi denir. Burada~,...,Jl, p-r sayda en kür+ p çük eigen değerleridir. Ayrca maximal eigen değer testi (MED) adndaki ikinci bir test ise, yine logolabilirlik testine (-T ln 0-P-.) dayanr ve r sayda co-integrating vektörün r+ I saydaki altematif karşsnda test edilmesidir (fazla bilgi için bknz. Jo- 04

Kvlcm METİN hansen (988), Johansen ve Jusclius (990)). Şimdi yukarda özetlenneye çal~lan ckonornctrik yöntemi kullanarak ampirik modelimizi incelemeye ba~layacağz. IV. Uzun Diinem Sektürcl Entlasyon Analizi Bu bölümün ana <:unac, ds ticaret isoücü ve kanu-için gcrçeklcstirrnektcdir ':> ' ':>C ':> uzun dönem cnnasyon tahminlerini her sektör-para, IV.. Para Sektüründe Enflasyon lüçer Aylk Verilerle] Bu alt bölünün mnac, 949 (4) - 987 (4) dünemindeki para politikmmun enflasyonist etkilerini icclemektir. Biz, reel para talebi ilc ilgili dcği~kcn seti-reel gayri safi milli hwala, cnnasyon ve faiz hadleri - arasndaki uzun dönem ili~kidcn yola çkarak enflasyonu belirlemeye çal~tk. Analizde kullanm dcği~kcnlcr ve bunlara ili~kin veriler ~öyle özetlenebilir. M, nominal para talebi Ml (dar tanm; dolaşmdaki para miktar + vadesiz mevduatlar), Gnpd, gayri safi milli hasla detlatörü, Y sabit fiyatlarla (980) GSMH, R ise Merkez Bankas nominal iskonto oranlardr. GSMH ve GSMH dctlatörü, üçer aylk seriler halinde mevcut olmadğndan, bu seriler tarafmzdan Fcmandcz (98l)'dc ünerilen yöntem kullanlarak türetilmiştir (Bknz. Metin (992a) s. 32-35). Daha sonra her bir dcği~kcnin dört döncmlik gccikmclcri, sabit tcrirn ve trend değişkeni de dikkate almu ak bir V AR modeli kuruldu (bknz. (5) nolu denklem) ve Johansen metodu kullanl<mk tahmin edildi (Bknz. tablo ).(6) Analizde D, değişken Ierin birici derece f:u klarn (x (xt-l), L ise değişkenierin logari tmalarn ifade etnektedir. Tablo de sra.;yla cigcn değerleri, tracc (-T. Log O-Ili)), ve maximal eigen değer (MED) test (-T.l:Log 0-!li)), değerleri, ~ ve a matrikslcri verilmiştir. -Icn trace hem de MED testine göre, iki co-intcgraling vckwr olduğu saptanmştr (Test değerlerinin kritik değerlei için bknz..tohmscn ve Juselius (990)). W mat iksinin birinci sras bir uzun dönem reel para talebi ili~kisidir. L(Ml/P) =- 0. DLgnpd + 2.86 LrY -.0 LR Gerçekten, bu ili~ki, yüksek gelir esnekliği katsaysna (2.9) rağmen iyi tamml:mm~ bir pma talebi ili~kisi gürüünüdcdir. İkinci co-itcgration ili~kisi ise, ~ (6) Co-integration analizi David Ilclry'nin P\-FIML'i ve Jurger D()()rik'i yeni PC-FIML'i kullanlarak gerçekle.ştiri lişj r. 05

\ \ Ekonomik Yo.klo.şm matriksinin birinci ve ikinci sralarnn ycnü.len normalleştirilmesi sonucunda (~ 22 (~ + (~ 2 +.6)) uygu larak, elde edilir ve buradan enflasyon denklemi yazla~ bilir. DLgnpd =.6 LrY +.llr. Bu ilişki, entasyonun gelir etrafnda durağan olduğunu göstenncktedir (İngiliz ekonomisi üzerine benzer bulgular için bknz. Hendry ve Mizon (990)). a matciksine göre : birinci kolonda, birinci co~integrating vektörünün ana etkisi L(Ml/P) değişkeni üzerinedir. a'nn ikinci kolonunda, enflasyondan faiz badleri üzerine bir etki ortaya çkmştr. Özetle, reel para talebi; enflasyon, faiz hadleri ve gelir tarafndan belirlenmiş, enflasyon ise gelirdeki değişimlerden etkilenmiştir. Tablo l : Para Sektöründe Enflasyon : 949 (4) - 987 (4) cigen değer J..Lİ ~ T. Log (-J..Li) ~ T.ILog( -J..Li).025779 3.995.053682 8.442.4877 23.40.309899 56.750 3.995 2.437 35.848 92.598 Standartlaştrlmş (pt) eigen vckti.irleri Değişkenler L(M/P) Dlgnpd LrY L(M/P).000 0.047-2.867 Dlgnpd -.63.00.408 LR.02.04 Standartlaştnlmş a. katsaylar Değişkenler L(M/P) Dlgnpd L(MIP) ~.4 -.30. Dlgnpd -.06.044 LrY.008 -.26 LR.046.4 V. 2. Kamu Sektiirü Enflasyonu (Yllk Verilerle) Bu alt bölümde, enflasyon ile kamu sektörü bütçe açğ ilişkisi incelenmiştir. llişkinin dayandğ temel tikir, hzl parasal büyümenin enasyonu yarattğ, vergi gelirlerinin toplanmasndaki gecikmeterin (ve dolaysyla vergi tabannn a~un~l'-ann) 06

ş m Kvlcm METlN.. ~: z :la- tkileri ve ve harcmnalan.laki hzl art~n k:mm sektörü açğna yol açtğ yünündcdir. Kmnu sektörü açğnn p:m arlndaki :.u t~i<u la finanse edilmesi ise, entl:.l'\yonu daha da artnnaktadr. Bu analiz, genelde k:.unu finansnan (Public Finance) yakla~mna dayanr (daha detayl bilgi için bknz. Phelps (9'73), Anand ve van Wijnbergen (989) Rodrik (990), Sindair (989)). Uzun dönem co-integration analizinde, kmnu sektörü bütçe açğ ve cnnasyon arasndaki ilişkiyi incelemek üzere dört değişken-para baznn GSMH'ya oran (H/Y), reel GSMH'nin büyüme hz (DLrY), cnnasyon (DcpiT) ve merkezi hükümet bütçe açğnn para bazna oran ((G-T)/H)- kulhuuld. Analiz yllk verilere dayandrldğnd<n, bu kez V AR modeli, her bir değişkenin iki döncmlik gccikncleri, sa h it ve trend değişkeni de göz önüne alnarak kuruldu ve tahmin edildi (bknz. tablo 2). Trace ve MED istatistikleri, yanlzca bir co-integrating vcctor bulunduğunu gösterdi. W matriksinin birinci sr:.l-;, yanlzca enflasyon ilişkisi olar:.k yorumlmabildi. Bu denklem ne ((G-T)/H), ne de L(I-/Y) ilişkisi şeklinde yoruml<nabildi, zira ilişkilerin yönü beklentilere uymmnaktayd. ~'nin biri ci sml'i DLcpiT = 2.7 (G-T) H - 2.5 DLrY +. L(H/Y) z2.7 (((G-T) H) - DLrY) + L(H/Y) şeklinde ifade edilir. Bu eşitlik bize, entasyonun uzun dönemde kmnu sektörü açklarnn para bazna oran ile, ekonominin reel büyüme hz arasndaki fark tarafndan ((G-D /H) - DLrY) ve ekonominin monetize olmas ile L(H/Y) tarafndan belirlendiğini ortaya koymaktadr. Tablo 2 : Kamu Sektörü Açğ : 95-9H6 eigen değer ~i -T.Log(l-~i) -T.I.Log(l-~i).05480.28025.437674.5874.902700 8.H53559 20.724257 26.32H5H7.902700 0.756259 3.4H05( 57.H<N 03 Dcği~kcnlcr Standartlaştrlnş DLcpiT (W) eigen vektörleri L(II/Y) D LrY G-T/ ) Sra. -.244 2.452-2.70332 07

r \ Ekonomik Yaklaşm standartlaştrlmş a katsaylar Değişkenler DLcpiT L(H/Y) DLry G-Till Kolon.2906 -.6887.3648 -.26477 V. 3. Dş Ticaret Sektöründe Enflasyon Belirlenmesi (Yllk Verilerle) B u alt bölümde, dş ticaret sektöiinde, enflasyonun uzun dönemde belirlenmesi, satn alma gücü paritesi (PPP) ve yurtiçi ve yurtdş faiz oranlar arasndaki farka (UIP) dayandnlarak açklannaya çalşlmştr. Geleneksel olarak, Türkiyenin önemli ticaret ilişkisi oldu~u ülkeler, OECD ülkeleri, AT ülkeleri, ABD, Japonya ve di~cr endüstrileşmiş ülkelerdir. Bu nedenle, biz dş ticarette ülkemiz üzerine etkilerini temsil etmek üzere, sanayileşmiş ülkelerin verilerini kullandk. Veriler şöyle özetlenebilir; CpiT=Türk tüketici fyatlar endeksi (980=00); etl/$ =L dolar döviz kuru (980=00); UStbr=ABD hazine bonosu faiz haddi. Epiic = sanayileşmiş ülkelerin tüketici fiyat endeksi (990=00); Rtd = Türkiyede yllk mevduat faizi. İncelenen dönem 948-987 dönemini kapsamaktadr. Bu dönemde Türk ekonomisi, üç devalüasyon yaşayp, sabit döviz kurundan esnek döviz kuru sistemine geçmiştir. Daha önceki sektörlerde uygulad~mz gibi, buruda da PPP ve UIP ilişkisini göz önüne alarak, iki dönem gecikncli bir V AR modeli kurduk. De~işkenlerimiz, LcpiT, Lcpiic, LeTL$, Rtd, UStbr, sabit ve trenddir. Modelin tahmini ise tablo J'de verilmiştir. Hedef parcunetrc seti ise (, -, -,, -) şeklindedir (bu konuda fazla bilgi için bknz. Juselius (99a)). Trace ve MED testine göre, sadece bir cointegrating vector bulunabilmiştir. matriksinin birinci sras W! \ (LcpiT =.6 Lcpiic +.7LcTL$) parametlerinin işaretleri dikkate alnd~nda bcklentimizi doğrulamakta, fakat parametrelerin büyüklüğü (, -, -) şeklindeki beklentiyi yerine getirememektedir. Ayrca UIP veya faiz hadleri farkna ilişkin bir bulguya rastlannamşur. Ksaca, bu analizden Türkiye'de enflasyonun, dş ticaret sektöründe PPP ve UIP ilişkileri ile açklanamadğ ortaya çkmaktadr. 08

Kvlcm METİN Tablo 3 : Dş Ticaret Scktiiründc Enflasyon : 95-986 eigen değer J.lİ -T.Log(-J.li) -T.I:Log( -J.li).04296 l.66r625.668625.96088 8.29406 9.962730.363826 7.X6775 27.49505.47009 24.3904 5.28409.60550 35.34633 86.627542!- a Standartlaşhnlnuş CW) eigcn vektiirleri Değişkenler LcpiT Lcpiic Le Rtd USttR Sra. -.62896 -.69708 -.4 7732 5.34604 z Sra 2.27366. -.75768.70553-7.46578. = Standartlaştmlnuş a kal'iaydar Değişkenler kolon kolon2 LcpiT -.470 -.3594 Lcpiic.02039 -.044 Le -.69477 -.33396 Rtd.0460 -.0085978 listtr.04033 -.0289 Modelin, hedetenen reel ücreti iyi tahmin edebilmesi için i~gücü verimliliği değişkenini içermesi gerekmektedir (bknz. Beckerman ve.tenkinson (986a)). İşgücü verimliliği, logaritmik olarak şöyle tanmlanabilir, LLp=L(Ymr/MEmp), burada Ynr reel imalat sanayii üretimini MEmp ise, imalat s:mayiinde istihd<un edilen kaytl V. 4. İşgücü Piyasasnda Entlasyon (Yllk Veriler Kullanlarak) B u son alt bölümde, reel ücretlerle fiyatlar arasndaki ili~ki ()63-988 dönemi çn incelenmi~tir. Sistem içinde kullmulan deği~ken setine ilişkin veriler, B ulutay (990) ve Uygur (990) ilim alnm~, bir ksm ise tarafmziliu türetilni~tir. Analizde kullanlan veriler ~unlardr. L W = Ortalama yllk ücret (TL/yl), LrW=reel ücretler (LW-Lmwpi), burada Lmwpi imalat smayinde toptan!iyat endeksidir. i~gücü miktarn göstermektedir. Unemp ise toplcun i~siz saysdr. Ücretleri ve fiyatm nodellqtirirken, çalş~mlarn y<l~<un maliyeti ilc, imalat 09

Ekonomik Yaklaşm sanayi sektöründeki endüstriyel firmalarn ddc ettikleri riyatlm arasndaki ili;ki: i (wed ge) değişkeni ilc gösterdik (daha fazla bilgi için bknz. Nickeli (I <l)-\.f) VI..' Layard ve Nickeli (986)). Wedge, Lcpi-Lmwpi ol;mtk tamlar. D<iylcce deği~kc setimizin-reel ücrellcr, cnasyon, wcdgc, işgücü verimliliği ve işsizlik düzeyielemanlar tanmlaunş olmaktadr (hu konudaki teorik ve ::unpirik çalşnalar için bknz. Lay::u d ve Nickcil (986), Ilall (986, 989) Hall ve Henry (987), Jcnkinson (986), Bcckerman ve Jcnkinson (986a, 986b), Clcments ve Mizon (99) ve Jusclius (99b)). Bu değişkenleri göz öiine almak ekonomik yönden anlaml bir ilişki şöyle yazlabilir : LrW = adlmwpi + LLp -~LUnemp + fwedge. Buradan hareketle beklenen hedef ilişki ise, (, a,, -~. r) şeklinde l<mmhmahilir (bknz. Layard ve Nickeli (986)). Hedef reel ücret ilişkisini ekonomik olar<k anl::unl biçimde yorumlayabilmek için baz tanmsal kstlar getirmeliyiz. Örneğin, ()nceki hedef reel ücret ilişkisini yeniden par<unetrik olm ::k yazalm, (LrW-LLp) = f [(-) LUnemp, (+) DLmwpi, (+) Wedgc] Bu ksta göre reel ücretlcr, işgücü verimliliği kadar artn<ktadr. Böylece işgücü verimliliğine göre uyarlanmş reel ücrctler, negatif olarak işsizlik düzeyi, pozitif olm ak da cnnasyon ve wedgc t. afndan belirlenecektir. j t j t. Hedef ilişki, ayrca bir işsizlik fonksiyonu olarak da yorumlanabilir. LUncmp=h [ (+) (LrW-LLp), (-) (DLmwpi)]. Bu durumda i~sizlik düzeyi, cnla."iyon, i~gücü verimliliğine göre uym l<mm~ reel ücretler tmafnd;m belirlenecektir. Bütün bu teorik açkl<unalar çerçevesinde, iki dünem gecikmcli deği~kcnlcrlc sabit ve trend uc göz önünde tutulank model tablo 4 de verildiği gibi tahmin edilni~tir. Hem trace, hem de MED istatistikleri, iki tane co-intcgrating vektör olduğunu göstcnnektedir. Oysa veri saysnn (N) azlğ ve deği~ken saysnn (k) çokluğunu dikkate alarak, eigen değerleri T-k ilc yeniden <Hçcklcndirildiğindc, yanlzca bir vektör olduğu ortaya çkmaktadr. Ekonomik olarak anlmnl tck co-intcgrating vcktörü, ~ matriksinin bir ve ikinci satrlar yeniden nonnallcştirilerck elde edilen i~sizlik dcnklemidir. LUnemp =.5LrW -.75LLp +.76DLmwpi +.23 L(cpi/mwpi) Bu ili~kiye göre, işsizlik düzeyi pozitif olar<k reel ücretlcr, cna."iyon ve wedge, negatif ohm:k da işgücü verimliliği tmafnd<m bclirlemniştir. 0

m Kvlcm METİN \ a n - m n c t Tablo 4 : İşgücü Jliyasastda Enflasyon : 966-988 eigen Değer.ti -T.Log(l-.ti) -LL Log( -.ti) -(T-k). ILog(-.ti).03963.929629.929629.07275.266337 7.23222 ~W5285 6.30224.45988 4.64520 22.27372 7.38752.730363 30.45600 52.362972 40.97974.92644 56.068589 08.4356 84.85948 Standartlaşhrlmş (P') eigcn vektörleri Değişkenler LUnemp LrW LLp DLwpi L(cpi/mwpi) Sra. -.00567 - l.0796.88568 6.302 Sra 2-3.26349. -0.3246 -.08323 6.63288 Standartlaştrlnş a katsaylar Değişkenler kolon kolon 2 LUnemp.M~42 -.07056 LrW.O968.04883 LLp -.0 866 -.04483 DLwpi.7628 -.04302 L(cpi/nwpi).os9 -.005287 lll

r Ekonomik Ynkluşn V. SONUÇ Bu çalşm:mn mnac, çoklu co-integration metodunu kullanarak Türk ekonomisi için entasyonu, sektörel bazda incelenektir. Tahmin edilen model, uzun dönemli statik bir analize dayannaktadr (ksa dönem dinmnik ::maliz için bknz. Metin 992b). Analiz sonucunda şu bulgular elde edilmiştir. i) reel para bahmslan ile enflasyon arasnda ilişki verilerle desteklcnmiş, ayrca enflasyonun gelirdeki değişmelere karş duyarl olduğu ortaya çkmştr. ii) K::unu sektöründe enilasyon, uygun biçimde ölçcklendirilmiş kmnu sektörü açğ ((G-T)/H)-DLrY) ve ekonominin monetizasyonu L(H/Y) tmafndan belirlenmiştir. Dolaysyla cnnasyon ile kt:unu sektörü bütçe açğ arasndaki iktisadi ilişki verilerle desteklenmiştir. iii) Dş ticaret sektöiinün cnllasyona katks PPP ve {TIP ilişkileri kullanlarak açklanmaya çalşlmştr. Fakat her iki ilişki de vcrilcrce yeterince desteklenmemiştir. Yanlzca PPP ilişkisi zayf bir kabul günnüştür. iv) İşgücü piyasasnda, ekonomik olarak ::nlaml reel ücret ve cnnasyon ilişkisine rastlanmamştr. B unun yerine işsizlik düzeyi ilc ilgili <ml<unl bir co-integration vektörü bulunmuştur. Dolaysyla, işgücü piy<l'i<l<indan enflasyon üzerine herhangi bir etki gelmemektedir. i j i! 2

m Kvlcm METlN Başvurulan Kaynaklar : J- )- I- - ü Anand. R, ve van Wijnbergen, S.(l989),"nflation and the Financing of Government Expenditure: an Introductory Analysis with an Application to Turkey "The World Bank Economic Review, vol.3, No., 7-38, The International Bank for Reconstruction and Development, bc WorldBank. Beckerman, W. ve Jenkinson, T.(986a)," What Stopped the Inflation? Unemployment or Comrnodity Prices?" The Economic Journal, 96, 39-54 Beckernan, W. ve Jenkinson, T.(l986b)," How Rigid are Wages Anyway?"in Beckerman, W.(Ed.), Wage Rigidity, Uncmploymcnt and Macr(){.'Conomic Policy, London, Duckworth Bulutay, T. (990), "Labour Market Information System in Turkey", Chapter 3 of Report on Employment in Turkey, Mimeographed, Ankara, ILO Clements, M.P. ve Mizon, G.E. (990), "Enpirical Analysis of Macroccononic Time Series :VAR and Structural Models" European Econumic Review, Vol. 35, No.4, 887-97. Engle, R.F. ve Hendry, D.F. ve Richard,.T-F (983), "Exogeneity", Econometrica, Vol. 5, 277-304. Engle, R.F. ve Granger, C.W..J. (987), "Cointcgration and Error Correction : representation, estination and testing", Economctrica, Vol.50, 9X7-0mc Fernandez, R.B. (98)" A Mcthodological Note on the Estination of Tine Series", Revicw of Economics and Statistics, 53, 47-476. Hall, S.G. (986), "An Application of the Granger and Engle two-step Estination Procedure to United King do m Agğregate W age Data", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 48, No.3, 229-239. Hall, S.G. (989) "Maximum Likelihood Estination of Cointegrating Vcctors : An Example of The Johansen Procedure", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 5,2 Hall, S.G. ve Henry, S.G.B. (987), "Wage Models", NIESR Econonic Review, February. Hcffernan, S ve Sinclair, P..J.N (l~no), Modern International Economics, Ba-;il Blackwell, Oxford. Hendry, D. F. ve Mizon, G. E. (990), "Evaluating Dynanü.: Econumetric Models by Enconpassing the VAR", in P.C.B. Phillips and V.B.Hall (eds.), Modcls, Mcthods and Applications Essays in Honor of Rex Bergstrom. 3

\ \ Ekonomik Yaklaşm Hylleberg, S. ve Mizon, G.E. (LIJ~9), "Cointcgration ad Error Corrcction Mcchanism", The Economic Journal, Vnl.9J, (Cufcrcncc ln9), 3-25 Jcnkinson, T..J. (986), "Tcsting Nco-classi~al Thcorics of Lahour Dcnand: An Application of Cointcgration Tcdmiqucs", Oxford Bu Iletin of Econnmics and Statistics, 48,3, 24-25 Johansen, Johansen, S. ( 988), "Statistical Analysis of Cointegration Vectors", Journal of Economic Dynamics and Control, 2, 23-254. S. (990), "Estimalion and Hypothesis Testing of Cointegration Vcclors in Gaussian Veetar Autoregressivc Modcls, Economctrlca'da yaynlanacak Johansen, Johansen, S. ve Jusellius, K. (990), "Maximum likclihood Estimation and Inference on cointegration with applications to the Demand for Mocy", Oxford Bullctin of Economks and Statistics, 52, 69-20 S. ve Jusclius, K. (99), "Testing Structural Hypothesis ina Multivariate Cointegration Analysis of the PPP and UIP for UK, Institute of Mathenatical Statistics Discussion Paper, University of Copcnhagen. Juselius, K. (989), "Stationary Disequilibrium Processcs in the Danish Money Market, An Application of ML Cointegration" Institute of Econnnics, University of Copenhagen Discussion Papcr. Juselius, K. (990a), "Manual to Cointcgration Analysis of Time Series CATs n RATs, Insitute of Economics, University of Copcnhagen, Minco \ Juselius, K. (990h) "Cointegration Analysis in a VAR model wilh Detcrministic and Stochaslic Trend; An Application to the Purchasing Power parity and Uncovered Interest Rate Parity Between Deunark and Gcrnany" Institute of Economics, University of Copehagen, minco Juselius, K. (99la) Long-run Relations in a Well Defincd Statistical Model for the Data Generating Process: Cointegration Analysis of the PPP and ltip Relations Between Denmark and Gcrnany, in Gruchcr, J(ed.) Economctrlc dt.'cision Modcls: New methods of Modeliing and Applications, Springer Verlag. Juselius, K. ( 99 b) "Donestic and Foreign Effects on Prices in an O pc n Econony" Journal of Policy Modelling de yaymlanacak Layard,R. ve Nickcll, S. (986), "Unenployment in Britain" Economica, Vol.53, Spccial Issue On Unemploynen, 2-70. Metin, K. (992a), The Analysis of Intation : The Casc of Turkey (948-988), Baslnan~ Doktora tezi, Oxford Üniversitesi 4

Mvycl METİN Metin, K. (992h), "An Intcgratcd Aalysis of Turkish Inflalion" Oxford Bullctin of Econonics and Statistics, Editorlar kurulanda incelcnnektcdir. Nickell, S..l. (982), "The Detenninats of Equilibrium Unenploymcnt in Britain", Econonic Journal, 92, 555-575 Nickell, S..l. (984), "The Modeling of Wages and Employnent in D.F. Iledry ve Wallis K.F., (Eds.), Economctrics and Quantitativc Economics, Basil Blackwell Phelps, E. ( 973) "lnflation and the Theory of Puhlic finance", Swt.'<lish Journal of Econonics, 75,67-82 Rodrik, D. (990), "Prenature Liberalizatio, Incomplcte Stalilization: The Özal Decade in Turkey", J.F. Kennedy School of Governcnt, Harvard University, Cambridge, Minco. Sinclair, P. J.N (989)," Is Fiscal Expasion Inflationary?" Applied Ecunomics Discussion Papcr Series, No. 64, Institute of Economics and Statistics, Oxford Surrcy, M..J.C. (989), "Moncy, Conunodity Prices and lntation: Somc Simplc Tests", Oxford Bullctin of.econonics and Statistics, Vol. 5, No.3. 29-239. Uygur, E. (990), "Policy, Productivity, Growth and Employnent in Turkey, 960-989, and Prospect-; for the 990s", ILO MIES Docuncnt No:IJ0/4 5