TÜRKİYE EKONOMİ KURUMU TARTIŞMA METNİ 5/14 hp ://www.ek. org.r TÜRKİYE DE FAİZ ORANI İLE DÖVİZ KURU ARASINDAKİ İLİŞKİ:FAİZLERİN DÜŞÜRÜLMESİ KURLARI YÜKSELTİR Mİ? Orhan Karaca Eki, 5
TÜRKİYE DE FAİZ ORANI İLE DÖVİZ KURU ARASINDAKİ İLİŞKİ: FAİZLERİN DÜŞÜRÜLMESİ KURLARI YÜKSELTİR Mİ? Orhan KARACA Ekonois Dergisi, Araşıra Bölüü ÖZET Türkiye de son birkaç yıldır en çok arışılan konulardan biri faiz oranı ile döviz kuru arasındaki ilişkidir. Bazı ikisaçılar döviz kurlarının uzun süredir yerinde sayasının nedenini faiz oranlarının yüksekliğine bağlaaka ve Merkez Bankası nın kısa vadeli faiz oranlarını daha fazla ve daha hızlı indiresi gerekiğini savunakadır. Buna karşılık Merkez Bankası ise kısa vadeli faiz oranları ile döviz kuru arasındaki ilişkinin çok boyulu ve karaşık bir nieliğe sahip olduğunu ileri süreke ve faiz oranlarının daha hızlı düşürülesi halinde kurların yükselesi yerine düşesinin de söz konusu olabileceğini belirekedir. Bu çalışada Türkiye deki döviz kuru ile faiz oranı arasındaki ilişki araşırılış ve Merkez Bankası nın görüşünü desekleyen bulgulara ulaşılışır. Ocak 199-Teuz 5 döneine ai verilerle yapılan analizde döviz kuru ile faiz oranı arasında anlalı bir ilişki espi edileeişir. Araşıra sadece dalgalı kur dönei için yapıldığında ise iki değişken arasında poziif yönlü faka zayıf bir ilişki bulunuşur. JEL sınıflandırası: E4, F31 Anahar kelieler: Döviz kuru, faiz oranı, eşbüünleşe, sınır esi, ARDL odeli. İleişi: Orhan Karaca, Ekonois Dergisi, Hürriye Medya Towers, 341, Güneşli, İsanbul. Tel: 1-41-3-45, Faks: 1-41-3-55, e-ail: okaraca@ekonois.co.r. I. GİRİŞ
Türkiye de son birkaç yıldır en çok arışılan konulardan birini döviz kurları ile faiz oranları arasındaki ilişki oluşurakadır. Bazı ikisaçılar döviz kurlarının uzun süredir yerinde sayasının nedenini faiz oranlarının yüksekliğine bağlaaka ve Merkez Bankası nın kısa vadeli faiz oranlarını daha fazla ve daha hızlı indiresi gerekiğini savunakadır. Buna karşılık Merkez Bankası ise kısa vadeli faiz oranları ile döviz kuru arasındaki ilişkinin çok boyulu ve karaşık bir nieliğe sahip olduğunu ileri süreke ve faiz oranlarının düşürülesi ile kurlarda yükselişin sağlanasının garani oladığını belirekedir (TCMB, 3). Bu çalışa Türkiye deki döviz kuru ile faiz oranı arasındaki ilişkiyi inceleyerek bu arışaya bir ışık uayı aaçlaakadır. Lieraürde döviz kurunun nasıl belirlendiğine ilişkin olarak gelişiriliş çok sayıda eori bulunakadır. Bunlardan en çok bilineni, döviz kurundaki değişii iç ve dış enflasyon oranları arasındaki farka bağlayan Saınala Gücü Pariesi (SGP) eorisidir. Faiz Haddi Pariesi (FHP), Esnek Fiyalı Parasal Model (EFPM), Kaı Fiyalı Parasal Model (KFPM), Reel Faiz Oranları Farkı Modeli (RFOFM), Porföy Dengesi Modeli (PDM) gibi diğer eorilerde ise işin içine faiz oranları da girekedir 1. Faka faiz oranı ile döviz kuru arasındaki ilişkinin yönü konusunda lieraürde bir görüş birliği yokur. Dışa açık ve seraye harekelerinin serbes olduğu bir ekonoide, yuriçi faiz oranlarının yükselesi seraye girişini arırarak ulusal paranın değerlenesine ve sonuça döviz kurunun gerileesine neden olabilir. Faka faiz oranının para alebinin belirleyicilerinden biri olası döviz kuru ile arasında poziif yönlü bir ilişkinin doğabilesine de ikan verekedir. Şöyle ki faiz oranlarının yükselesi yuriçinde ulusal paraya olan alebi kısıp enflasyonun yükselesine yol açabilecekir. Bu duruda ulusal para değer kaybedecek ve döviz kuru yükselecekir. Apirik lieraürde döviz kuru ile faiz oranı arasındaki ilişkinin daha çok kriz döneleri için araşırıldığı görülekedir. Bu çalışalarda kriz dönelerinde uygulanan yüksek faiz poliikasıyla döviz kurunun savunulup savunulaadığı araşırılışır. Kraay () 196-1997 döneinde 75 gelişiş ve gelişeke olan ülkede spekülaif aak dönelerindeki faiz oranı ile döviz kuru ilişkisini araşırış ve yüksek faiz oranı poliikası ile döviz kurunun savunulaadığı sonucuna varışır. Dekle vd. () Kore, Malezya ve Tayland da Asya Krizi döneindeki faiz oranı ve döviz kuru ilişkisini inceleiş ve bu iki değişken arasında negaif yönlü faka zayıf bir ilişki olduğu bulgusuna ulaşışır. Türkiye de
1994 krizi döneindeki faiz oranı ile döviz kuru arasındaki ilişkiyi araşıran Güüş () ise poziif yönlü bir ilişki buluşur. Hindisan daki faiz oranı ile döviz kuru arasındaki ilişkiyi kriz döneleri ile sınırlaaksızın inceleyen Dash (4) ise güçlü bir negaif ilişki espi eişir. Bu çalışa dör bölüden oluşakadır. İkinci bölüde çalışada kullanılan odel ve veri sei anıılışır. Üçüncü bölü araşıra yöneinin açıklaasını ve yapılan analizleri içerekedir. Dördüncü bölüde ise bu analizler sonucunda ulaşılan sonuçlar özeleneke ve değerlendireler yapılakadır. II. MODEL VE VERİ SETİ Çalışada döviz kuru ve faiz oranı arasındaki ilişki, Dekle vd. (), Güüş () ve Dash (4) çalışalarında da kullanılan aşağıdaki odel kullanılarak araşırılışır: ln DK EF + u (1) = a + a1fo + a Burada DK döviz kurunu, FO faiz oranını, EF iç ve dış enflasyon oranları arasındaki farkı göseren değişkenlerdir. ln erii ilgili değişkenin doğal logariasının alındığını göserekedir. a, a 1 ve a ahin edilecek paraereleri, u ise haa eriini ifade eekedir. SGP eorisi çerçevesinde EF değişkeninin paraeresi olan a nin poziif değer alası beklenekedir. Teorik lieraürdeki farklı görüşlerin ve daha önce yapılan apirik çalışaların ışığı alında poziif değer alası söz konusu olabilecekir. FO değişkeninin paraeresi olan a 1 in ise negaif veya Araşırada kullanılan değişkenler Ocak 199-Teuz 5 döneine ai aylık gözlelerden oluşakadır. 1 ABD Doları nın TL olarak karşılığını göseren ve odelde doğal logariası alınarak kullanılan DK değişkeni TCMB nin inerne siesindeki elekronik veri dağıı siseinden (EVDS) ein edilişir. Bankalararası para piyasasında gerçekleşen gecelik basi faiz oranını göseren FO değişkeni de EVDS den alınışır. 1 Döviz kuru belirlee odelleri ile ilgili daha geniş bilgi edinek için Bulu (5) a başvurulabilir.
Türkiye ve ABD de gerçekleşen aylık ükeici enflasyonları arasındaki farkı göseren değişkeni ise EVDS ile ABD nin Bureau of Labor Saisics kuruunun inerne siesinden alınan verilerle oluşuruluşur. EF III. ARAŞTIRMA YÖNTEMİ VE BULGULAR A. Biri Kök Tesi Granger ve Newbold (1974) un durağan olayan zaan serileriyle çalışılası halinde sahe regresyon probleiyle karşılaşılabileceğini göseresinden bu yana, zaan serilerinin kullanıldığı çalışalara bu serilerin durağanlığının araşırılasıyla başlanası sandar bir hal alışır. Zaan serilerinin durağanlığının araşırılasında en çok kullanılan yöne ise Dickey ve Fuller (1981) arafından gelişirilen genişleiliş Dickey-Fuller (augened Dickey-Fuller; ADF) biri kök esidir. Bu es aşağıdaki denkle kullanılarak yapılakadır. ΔY = a + a + a Y + a ΔY + u 1 1 3i i () 1 değişkeni, Burada Y i Δ Y durağan olup oladığı es edilen değişkenin birinci farkı, genel eğili Δ gecikeli fark erileridir. Δ işarei ilgili değişkenin birinci farkının alındığını göserekedir. Gecikeli fark erileri denklee haa eriinde ardışık bağılılık probleine raslanaası için dahil edilekedir. ADF esinin sağlıklı sonuç veresi için ahin edilen odelde ardışık bağılılık probleinin olaası gerekekedir. Denklede olarak ifade edilen gecike uzunluğu genelde Akaike bilgi krieri (Akaike inforaion crierion; AIC) veya Schwarz krieri (Schwarz crierion; SC) kullanılarak belirlenekedir. Bu çalışada ADF esindeki gecike uzunluğu AIC kullanılarak belirlenişir. Tablo 1 de çalışada kullanılan serilerin durağanlık özelliklerinin oraya konulası aacıyla yapılan ADF biri kök esinin sonuçları yer alakadır. Bu esin sonuçları döviz kuru ve enflasyon farkı değişkenlerinin düzeyde durağan oladığını, birinci farkları
alındığında ise durağan hale geldiklerini göserekedir. Yani bu iki serinin büünleşe dereceleri I(1) dir. Faiz oranı değişkeninin ise düzeyde durağan olduğu yani büünleşe derecesinin I() olduğu görülekedir. Tablo 1. ADF Biri Kök Tesi Sonuçları Değişkenler ADF- isaisiği (Düzey) ADF- isaisiği (Birinci fark) Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli ln DK -.45 () 1.3 () -8.* () -8.4* (1) FO -5.3* (3) -5.86* (3) -9.1* (4) -9.11* (4) EF -.64 (11) -.4 (11) -7.85* (1) -8.* (1) No: Paranez içindeki sayılar AIC kullanılarak seçilen gecike uzunluklarıdır. Maksiu gecike uzunluğu 1 olarak alınışır. * işarei %1 düzeyinde anlalılığı ifade eekedir. MacKinnon kriik değerleri, %1, %5 ve %1 anlalılık düzeyleri için, sırasıyla, rendsiz odelde -3.47, -.88 ve -.58, rendli odelde -4.1, -3.43 ve -3.14 ür. B. Eşbüünleşe Tesi Önceleri biri kök eslerinde serilerin düzeyde durağan oladığının oraya çıkasından sonra sahe regresyon probleinden kaçınak için yapılan iş, regresyon analizinde serilerin durağan hale geldikleri düzeyde kullanılaları olurdu. Ancak Gujarai (1999: 75) nin deyiiyle bu, kaş yaparken göz çıkaraya benzeekedir. Çünkü durağan hale geirek için serilerin farklarının alınası, özgün düzeylerince belirlenen uzun döne ilişkisinin yiirilesine neden olabilekedir. Bu sorunun çözüü Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen eşbüünleşe (coinegraion) esi sayesinde bulunuşur. Eşbüünleşe esi düzeyde durağan olayan serilerin uzun dönede birlike hareke edip eediklerini oraya koyakadır. Eğer seriler arasında bir eşbüünleşe ilişkisi varsa yani uzun dönede birlike hareke ediyorlarsa, düzey değerleriyle yapılacak analizde sahe regresyon probleiyle karşılaşılayacakır. Ancak gerek Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen Engle-Granger eşbüünleşe esi gerekse daha sonra Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (199) arafından gelişirilen Johansen eşbüünleşe esi, ele alınan ü serilerin düzeyde durağan olaasını ve aynı derecede farkı alındığında durağan hale gelelerini gerekirekedir.
Yani serilerin büünleşe derecelerinin aynı olası gerekekedir. Oysa bizi örneğiizdeki üç seriden ikisi birinci farkı alındığında durağan hale gelirken bir anesi düzeyde durağan çıkışır. Bu duruda Engle-Granger ve Johansen eşbüünleşe eslerinin kullanılası ükün değildir. Burada da yardıa Pesaran vd. (1) arafından gelişirilen sınır esi (bounds es) yaklaşıı yeişekedir. Sınır esi yaklaşıında serilerin hangi düzeyde durağan olduklarına bakılaksızın aralarında bir eşbüünleşe ilişkisinin var olup oladığı araşırılabilekedir. Bir kısılanaış haa düzele odeline (unresriced error correcion odel; UECM) dayanan bu es bizi örneğiize aşağıdaki gibi uyarlanakadır. Δ ln DK + a 5 FO 1 = a + a + a1 iδ ln DK i + aiδfo i + a3iδef i + a4 ln 1 6 EF 1 + u DK 1 (3) Burada eşbüünleşe ilişkisi ( H a = a = a ) hipoezinin es edilesi yoluyla : 4 5 6 = yapılakadır. Herhangi bir anlalılık düzeyi için hesaplanan F isaisiği Pesaran vd. (1) çalışasında verilen al ve üs kriik değerlerin dışına düşüğü akdirde değişkenlerin büünleşe derecelerini hesaba kaaksızın kesin bir yoru yapılabilekedir. Söz konusu F isaisiğinin üs kriik değerin üzerinde olası seriler arasında bir eşbüünleşe ilişkisi olduğunu, al değerin alında kalası ise eşbüünleşe ilişkisinin bulunadığını göserekedir. F isaisiğinin al ve üs kriik değerlerin arasına düşesi halinde ise kesin bir yoru yapılaaaka, bu duruda serilerin büünleşe derecelerini hesaba kaan diğer yönelere başvurulası zorunlu olakadır. Sınır esi yöneinin uygulaası sırasında ilk olarak yukarıdaki denklede olarak ifade edilen gecike uzunluğunun belirlenesi gerekekedir. Bu işle de ADF biri kök esinde olduğu gibi genelde AIC veya SC kullanılarak yapılakadır. Ayrıca burada da esin sağlıklı sonuç veresi için haa erileri serisinde ardışık bağılılık olaası gerekekedir. Tablo de (3) nuaralı denkledeki gecike uzunluklarının nasıl belirlendiği görülekedir. Bunun için aksiu gecike uzunluğu 1 olarak alınış ve her gecike
için AIC değerleri hesaplanışır. Ayrıca haa eriinde ardışık bağılılık bulunup bulunadığı da araşırılışır. Tabloda görüldüğü gibi en küçük AIC değeri 5 gecike için söz konusudur. Bu gecike sayısında haa eriinde ardışık bağılılık da yokur. Bu nedenle sınır esi 5 gecikeli odel ile yapılışır. Tablo. Sınır Tesi İçin Gecike Sayısının Tespii AIC () 1-3.95 1.8* -3.971 4.718*** 3-3.981 1.3 4-3.961 3.166 5-3.98.58 6-3.943.59 7-3.93.85 8-3.94 7.341** 9-3.98 8.113** 1-3.931.8 11-3.98 9.36* 1-3.953 3.47 No:, (3) nuaralı denkledeki gecike sayısıdır., Breusch-Godfrey ardışık bağılılık sınaası isaisiğidir. *, ** ve *** işareleri, sırasıyla, %1, %5 ve %1 düzeyinde anlalılığı gösereke ve haa erileri serisinde ardışık bağılılık olduğunu ifade eekedir. Tablo 3 e (3) nuaralı denklein 5 gecike ile ahin edilesinden sonra ( H a = a = a ) hipoezini sınaak için hesaplanan F isaisiği değeri ile Pesaran vd. : 4 5 6 = (1) den alınan kriik değerler yer alakadır. Bu kriik değerler iki bağısız değişken ve yüzde 5 anlalılık düzeyi için geçerlidir. Tabloda hesaplanan F isaisiğinin üs kriik değerden yüksek olduğu görülekedir. Bunun anlaı ise ele aldığıız üç değişken arasında bir eşbüünleşe ilişkisinin evcu olduğudur. Bu duruda bu değişkenlerin düzey değerleri ile yapılacak analizde sahe regresyon probleiyle karşılaşılayacakır. Tablo 3. Sınır Tesinde Hesaplanan F isaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılası k F isaisiği %5 anlalık düzeyindeki kriik değerler Al sınır Üs sınır
11.6 3.79 4.85 No: k, (3) nuaralı denkledeki bağısız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (1:3) deki Tablo CI(iii) en alınışır. C. Uzun Döne İlişkisi Değişkenler arasındaki uzun döne ilişkisi, gecikesi dağıılış ooregresif odel (auoregressive disrubued lag; ARDL) yöneiyle incelenişir. Kullanılan ARDL odeli aşağıdaki şekilde göserilebilir. = a + a i DK i + a i FO i + 1 ln 1 ln DK a EF + u (4) 3i i ARDL odelinde gecike uzunlukları yine AIC kullanılarak belirlenişir. Bu işle Kaas ve Joyce (1993) un nedensellik analizlerinde gecike uzunluğunun belirlenesi için önerdiği bir yönele yapılışır. Bu yöne çerçevesinde ilk önce belirlenen en büyük gecike uzunluğu üzerinden bağılı değişken olan döviz kuru değişkeninin sadece kendi gecikeli değerlerine göre regresyonu gerçekleşiriliş ve en küçük AIC değerine sahip olan gecike sayısı seçilişir. Daha sonra bağılı değişkenin seçilen gecike sayısı sabi uulup birinci bağısız değişken olan faiz oranı değişkeninin olası ü gecikeleri ile regresyon odelleri oluşuruluş ve en küçük AIC değeri dikkae alınarak bu bağısız değişkenin gecike sayısı belirlenişir. Son olarak ilk iki değişken için seçilen gecike uzunlukları sabi uulup ikinci bağısız değişken olan enflasyon farkı değişkeninin olası ü gecikeleri ile regresyon odelleri oluşuruluş ve yine en küçük AIC değeri dikkae alınarak bu değişkenin de gecike sayısına ulaşılışır. Maksiu gecike uzunluğunun 1 olarak alındığı bu işle sonucunda (4) nuaralı denklein döviz kuru değişkeninin, faiz oranı değişkeninin 5, enflasyon farkı değişkeninin 1 gecikeli değeri ile ahin edilesi gerekiği sonucuna varılışır. Yani ahin edilecek odel ARDL (,5,1) odelidir. Tablo 4 e ARDL (,5,1) odelinin ahin sonuçları ve bu sonuçlara dayanılarak
hesaplanan uzun döne kasayıları yer alakadır. Tablodaki sonuçlar döviz kuru ile faiz oranı arasında uzun dönede anlalı bir ilişki oladığını göserekedir. Faiz oranı değişkeninin kasayısı poziif işareli faka isaisiksel olarak anlasız çıkışır. Bu arada döviz kuru ile iç ve dış enflasyon farkı arasında da anlalı bir ilişki espi edileeişir. Tablo 4. ARDL (,5,1) Modeli Sonuçları ve Hesaplanan Uzun Döne Kasayıları Değişkenler Kasayı isaisiği ARDL (,5,1) Modeli Sabi.64.3786 DK 1.31794 19.35489* ln 1 ln DK -.31878-4.6846* FO.36 3.764471* FO.431 5.91577* 1 FO -.38 -.4718 FO -.38-4.355443* 3 FO.185.695** 4 FO.3.46343 5 EF.7389 6.1111* EF -.799-5.98* 1 Hesaplanan uzun döne kasayıları Sabi 4.3691.515395 FO.34736 1.178597 EF.6689.63651 R =.999, DW isaisiği = 1.87, R =.999, F isaisiği = 87.8, () = 3.536(.171), RRMKH (1)= 1.59(.6), WDV (1)= 99.51(.4) JBN () = 5.559(.6), No: Bağılı değişken ln DK dir. ARDL odelindeki gecike sayıları, aksiu gecike 1 olak üzere, AIC vasıasıyla belirlenişir. * işarei %1, ** işarei %5 düzeyinde anlalılığı göserekedir.,, RRMKH JBN ve WDV, sırasıyla, Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Rasey regresyonda odel kura haası, Jarque-Bera norallik ve Whie değişen varyans sınaası isaisikleridir. Paranez içindeki sayılar kesin olasılık ARDL odelinde uzun döne kasayıları, bağısız değişkenlerin kasayılarının gecikeli bağılı değişkenin kasayılarının 1 den farkına bölünesi yoluyla hesaplanır (bkz. Gujarai, 1999: 68). Örneğin Tablo 4 eki uzun döne EF kasayısı şu şekilde hesaplanışır: [.7389+(-.799)]/[1-{1.31794+(-.31878)}]=.6565. Burada hesaplanan sayı ile Tablo 4 e görülen sayı arasındaki fark yuvarlaalardan kaynaklanakadır.
değerlerini göserekedir. D. Kısa Döne İlişkisi Değişkenler arasındaki kısa döne ilişkisi ise ARDL yaklaşıına dayalı bir haa düzele odeli ile araşırılışır. Bu odel aşağıda görülekedir. + a1ec 1 + aiδ ln 1 Δ ln DK = a DK + a ΔFO + a ΔEF + u (5) i 3i i 4i i Buradaki EC 1 değişkeni Tablo 4 e verilen uzun döne ilişkisinden elde edilen haa erileri serisinin bir döne gecikeli değeridir. Bu değişkenin kasayısı kısa dönedeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönede düzelileceğini göserir. Bu kasayının işareinin negaif olası beklenir. (5) nuaralı odeldeki gecike uzunlukları da AIC vasıasıyla ve uzun döne ilişkisinin araşırılası sırasında kullanılan yönele belirlenişir. Maksiu gecike uzunluğunun yine 1 olarak alındığı bu işle sonucunda kısa döne ilişkisinin ARDL (,3,) odeli ile araşırılası gerekiği sonucuna varılışır. Tablo 5, bu odelin ahin sonuçlarını göserekedir. Haa düzele eriinin işarei beklendiği gibi negaif ve isaisiksel olarak anlalı çıkışır. Döviz kuru ile enflasyon farkı arasında kısa dönede isaisiksel olarak anlalı ve beklendiği gibi poziif yönlü bir ilişki olduğu görülekedir. Faka döviz kuru ile faiz oranı arasındaki kısa döneli ilişkinin nieliği pek açık değildir. Faiz oranı değişkeninin cari değerinin döviz kurunu poziif ve isaisiksel olarak anlalı bir şekilde ekilediği görülürken, 1 ve gecikeli değerleri ile döviz kuru arasında isaisiksel olarak anlalı bir ilişkiye raslanaaka, 3 gecikeli değerinin ise döviz kurunu negaif ve isaisiksel olarak anlalı bir şekilde ekilediği dikkai çekekedir. E. Dalgalı Kur Dönei
Ocak 199-Teuz 5 döneine ilişkin aylık gözlelerle yapılan analizlerde döviz kuru ile faiz oranı arasında anlalı bir ilişki espi edileeesi üzerine araşıranın genişleilesi yoluna gidilişir. Bu çerçevede iki farklı yaklaşı ile analizler ekrarlanışır. İlk yaklaşıda araşıra döneindeki anlasız ilişkinin nedeninin kriz döneleri ile yılında uygulanan sürünen kur poliikası olabileceği düşüncesiyle, bu dönelerin araşıradan dışlanası yoluna gidilişir. Bu dışlaa regresyon analizlerine üç ade kukla değişkenin kaılası yoluyla yapılışır. KUK94 adını aşıyan birinci kukla değişkene Ocak 1994-Aralık 1994 dönei için 1, diğer döneler için değeri verilişir. KUK adını aşıyan ikinci kukla değişkende Ocak -Aralık döneine ai gözleler 1, diğer dönelere ai gözleler değerini alakadır. KUK1 kukla değişkeni de benzer şekilde Ocak 1-Aralık 1 dönei için 1, diğer döneler için değerine sahipir. Ancak bu yaklaşıda elde edilen sonuçlar özgün araşıradaki sonuçlardan çok farklı çıkadığı için sonuçları burada verileişir. 3 Tablo 5. ARDL Yaklaşıına Dayalı Haa Düzele Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği ARDL (,3,) Modeli Sabi.45.118439 EC -.1596-6.3818* Δ Δ 1 ln 1 ln DK.3418 5.364754* DK -.81695-1.371986 Δ FO.3 3.798336* ΔFO 1.111 1.946 ΔFO.81 1.38 ΔFO 3 -.5-3.115417* Δ EF.785 7.5593* R =.663, DW isaisiği = 1.913, R =.647, F isaisiği = 4.748, ()= 1.19(.543), RRMKH (1)= 11.747(.1), JBN ()= 9.139(.1), 3 Bu sonuçlar isenirse yazardan ein edilebilir.
WDV (1)= 88.569(.) No: Bağılı değişken Δ ln DK dir. ARDL odelindeki gecike sayıları, aksiu gecike 1 olak üzere, AIC vasıasıyla belirlenişir. EC 1, uzun döne ilişkisinden elde edilen haa erileri serisinin bir döne gecikeli değeridir. * işarei %1 düzeyinde anlalılığı göserekedir.,, ve JBN WDV RRMKH, sırasıyla, Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Rasey regresyonda odel kura haası, Jarque-Bera norallik ve Whie değişen varyans sınaası isaisikleridir. Paranez içindeki sayılar kesin olasılık değerlerini göserekedir. Araşıranın genişleilesi çerçevesinde başvurulan ikinci yaklaşı analizlerin sadece dalgalı kur dönei için yapılasıdır. Bu yaklaşıın gerisinde, kur üzerindeki baskının kalkasıyla döviz kuru ile faiz oranı arasındaki ilişkinin değişiş olabileceği düşüncesi yaakadır. Tablo 6, Tablo 7, Tablo 8 ve Tablo 9, Mar 1-Teuz 5 döneini kapsayan dalgalı kur dönei için yapılan analiz sonuçlarını göserekedir. Tablo 6 da görüldüğü gibi, gözle sayısının azalası nedeniyle, sınır esi için aksiu gecike uzunluğu 6 ya düşürülüşür. Tablo 7 deki sınır esi sonuçları dalgalı kur döneinde de döviz kuru, faiz oranı ve iç-dış enflasyon farkı arasında eşbüünleşe ilişkisi bulunduğunu göserekedir. Tablo 6. Sınır Tesi İçin Gecike Sayısının Tespii AIC () 1-3.677 7.71** -3.96.496 3-3.886.45 4-3.84.453 5-3.81.7 6-3.783 1.363* No:, (3) nuaralı denkledeki gecike sayısıdır., Breusch-Godfrey ardışık bağılılık sınaası isaisiğidir. * ve ** işareleri, sırasıyla, %1 ve %5 düzeyinde anlalılığı gösereke ve haa erileri serisinde ardışık bağılılık olduğunu ifade eekedir.
Tablo 7. Sınır Tesinde Hesaplanan F isaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılası k F isaisiği %5 anlalık düzeyindeki kriik değerler Al sınır Üs sınır 6.11 3.79 4.85 No: k, (3) nuaralı denkledeki bağısız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (1:3) deki Tablo CI(iii) en alınışır. Tablo 8 deki ARDL odeli sonuçları ise dalgalı kur döneinde döviz kuru ile faiz oranı arasındaki ilişkinin gerçeken de değişiğini oraya koyakadır. Daha doğrusu Ocak 199-Teuz 5 döneinin üü ele alındığında poziif aa isaisiksel olarak anlasız çıkan ilişki, Mar 1-Teuz 5 dönei ele alındığında yine poziif aa bu kez isaisiksel olarak anlalı çıkakadır. Ancak Tablo 8 deki kasayının küçüklüğü bu ilişkinin çok zayıf olduğunu göserekedir. Bu arada dalgalı kur döneinde döviz kuru ile iç-dış enflasyon farkı arasındaki ilişkinin de isaisiksel olarak anlalı çıkasına karşılık beklenenin ersine negaif işaree sahip olduğu görülekedir. Tablo 8. ARDL (3,,4) Modeli Sonuçları ve Hesaplanan Uzun Döne Kasayıları Değişkenler Kasayı isaisiği ARDL (3,,4) odeli Sabi 4.3918 3.86548* ln DK 1 1.1549 6.439148* ln DK -.46874 -.3576** ln DK 3.13981 1.69953 FO.456 3.45* EF.4516.83963 EF -.336 -.518759 1 EF -.735-1.83191 EF -.7994-1.58734 3 EF -.599-1.188317 4 Hesaplanan uzun döne kasayıları Sabi 14.1445 56.1963* FO.7838 3.17379*
EF -.6117 -.41497** R =.86, DW isaisiği = 1.976, R =.88, F isaisiği = 6.65, ()=.83(.66), RRMKH (1)=.(.881), WDV (1)= 11.868(.854) JBN ()= 4.376(.11), No: Bağılı değişken ln DK dir. ARDL odelindeki gecike sayıları, aksiu gecike 6 olak üzere, AIC vasıasıyla belirlenişir. * işarei %1, ** işarei %5 düzeyinde anlalılığı göserekedir.,, RRMKH JBN ve WDV, sırasıyla, Breusch-Godfrey ardışık bağılılık, Rasey regresyonda odel kura haası, Jarque-Bera norallik ve Whie değişen varyans sınaası isaisikleridir. Paranez içindeki sayılar kesin olasılık değerlerini göserekedir. Tablo 9. ARDL Yaklaşıına Dayalı Haa Düzele Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği ARDL (,1,3) Modeli Sabi.9578 1.31866 EC -.353555-4.165154* Δ Δ 1 ln 1 ln DK.31894 1.965956*** DK -.1398-1.1967 Δ FO.136 3.176* ΔFO 1 -.359 -.95519 Δ EF.5463 1.67 ΔEF 1.19 3.615* ΔEF.1485.767885* ΔEF 3.1849.36687 R =.6, DW isaisiği =.85, R =.534, F isaisiği = 7.19, ()= 1.554(.46), RRMKH (1)= 1.946(.163), WDV (1)= 1.865(.799) JBN ()= 1.758(.415), No: Bağılı değişken Δ ln DK dir. ARDL odelindeki gecike sayıları, aksiu gecike 6 olak üzere, AIC vasıasıyla belirlenişir. EC 1, uzun döne ilişkisinden elde edilen haa erileri serisinin bir döne gecikeli değeridir. *
işarei %1, *** işarei %1 düzeyinde anlalılığı göserekedir.,, ve, sırasıyla, Breusch-Godfrey RRMKH JBN WDV ardışık bağılılık, Rasey regresyonda odel kura haası, Jarque-Bera norallik ve Whie değişen varyans sınaası isaisikleridir. Paranez içindeki sayılar kesin olasılık değerlerini göserekedir. Tablo 9 daki haa düzele odeli sonuçları, dalgalı kur döneinde döviz kuru ile faiz oranı arasındaki kısa döne ilişkisinin de poziif yönlü olduğunu göserekedir. Faiz oranı değişkeninin cari değeri döviz kurunu poziif ve isaisiksel olarak anlalı bir şekilde ekileekedir. Faiz oranı değişkeninin bir gecikeli değeri ile döviz kuru arasında negaif yönlü bir ilişki görülekle birlike ilgili kasayı isaisiksel olarak anlalı değildir. Bu arada cari ve gecikeli değerlerin kasayıları oplu olarak değerlendirildiğinde, uzun döne için elde edilen sonucun aksine, iç-dış enflasyon farkının kısa dönede döviz kurunu, SGP eorisine uygun olarak, poziif ekilediği de görülekedir. IV. SONUÇ Döviz kuru ile faiz oranı arasındaki ilişki son birkaç yıldır Türkiye de en çok arışılan konulardan birini oluşurakadır. Döviz kurlarının uzun süredir yerinde sayasının nedenini bazı ikisaçılar faiz oranlarının yüksekliğine bağlaakadır. Yüksek faiz oranlarının Türkiye ye kısa vadeli seraye girişini arırdığı ve bunun da yerli parayı değerlendirerek kurları baskı alında uuğu savunulakadır. Bu nedenle kısa vadeli faiz oranlarını daha hızlı ve daha fazla düşüresi için Merkez Bankası na baskı yapılakadır. Buna karşılık Merkez Bankası ise döviz kurları ile kısa vadeli faiz oranları arasındaki ilişkinin çok boyulu ve karaşık bir nielike olduğunu savunaka ve faiz oranlarının daha hızlı düşürülesi halinde kurların yükselek yerine düşesinin de söz konusu olabileceğini öne sürekedir. Bu çalışada yapılan analizler sonucunda Merkez Bankası nın savunduğu görüşü desekleyen bulgular elde edilişir. Ocak 199-Teuz 5 döneine ai aylık gözlelerle yapılan analizlerde döviz kuru ile kısa vadeli faiz oranları arasında isaisiksel olarak anlalı bir ilişki bulunaaışır. Sadece dalgalı kur dönei ele alınıp Mar 1- Teuz 5 dönei için analizler yapıldığında ise döviz kuru ile faiz oranı arasında isaisiksel olarak anlalı, poziif yönlü faka zayıf bir ilişki espi edilişir. Bu sonuçlar
Merkez Bankası nın kısa vadeli faiz oranlarını düşüresinin döviz kurlarında yükselişe yol açayabileceği anlaına gelekedir. Ta ersine faiz oranlarındaki düşüş döviz kurunun da düşesi sonucunu verebilecekir. KAYNAKLAR Bulu, E. (5) Döviz Ekonoisi. Ankara, Plain Yayınları. Dash, P. (4) The Relaionship beween Ineres Rae and Exchange Rae in India. Sixh Annual Conference on Money and Finance in he Indian Econoy, March 5-7, Mubai. (Erişi: hp://www.igidr.ac.in/~oney) Dekle, R., Hsiao, C. ve Wang, S. () High Ineres Raes and Exchange Rae Sabilizaion in Korea, Malaysia and Thailand: An Epirical Invesigaion of he Tradiional and Revisionis Views. Review of Inernaional Econoics, 1 (1), 64-78. Dickey, D.A. ve Fuller, W.A. (1981) Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Tie Series wih a Uni Roo. Econoerica, 49 (4), 157-17. Engle, R.F. ve Granger, C.W.J. (1987) Coinegraion and Error Correcion: Represenaion, Esiaion and Tesing. Econoerica, 55 (), 51-76. Güüş, İ. () Effecs of he Ineres Rae Defense on Exchange Raes during he 1994 Crisis in Turkey. TCMB Working Paper, No: 14.
Granger, C.W.J. ve Newbold, P. (1974) Spurious Regressions in Econoerics. Journal of Econoerics, (), 111-1. Gujarai, D.N. (1999) Teel Ekonoeri, (Çev. Ü. Şenesen ve G.G. Şenesen). İsanbul, Lieraür Yayınları. Johansen, S. (1988) Saisical Analysis of Coinegraion Vecors. Journal of Econoic Dynaics and Conrol, 1 (-3), 31-54. Johansen, S. ve Juselius, K. (199) Maxiu Likelihood Esiaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Deand for Money. Oxford Bullein of Econoics and Saisics, 5 (), 169-1. Kaas, L. ve Joyce, J.P. (1993) Money, Incoe and Prices under Fixed Exchange Raes: Evidence fro Causaliy Tess and VARs. Journal of Macroeconoics, 15 (4), 747-768. Kraay, A. () Do High Ineres Raes Defend Currencies during Speculaive Aacks? World Bank Policy Research Working Paper, No: 67. Pesaran, M.H., Shin, Y. ve Sih, R.J. (1) Bounds Tesing Approaches o he Analysis of Level Relaionships. Journal of Applied Econoerics, 16 (3), 89-36. TCMB (3) Merkez Bankası Faiz Oranlarının Düşürülesine İlişkin Basın Duyurusu. Sayı: 3-31.