Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. Faiz Oranı, Geiri Farı ve Eonomi Büyüme: Türiye Örneği (1990-006) Rahmi YAMAK 1 Ban TANRIÖVER Alınma Tarihi: 04.008, Kabl Tarihi: 03.009 Öze Uzn ve ısa vadeli faiz oranları arasındai far lieraürde geiri farı veya geiri eğrisinin eğimi olara anımlanmaadır. B çalışmada amaç, geiri farının eonomi büyüme oranlarını eileyip eilemediğini, eilemişse ne yönde eilediğini Türiye örneği için es emeir. B amaçla çalışmanın ampiri ısmında, 1990 006 dönemine ai üçer aylı reel Gayri Safi Yriçi Hasıla (GSYH) ile 3 aylı ve 1 aylı vadeli mevda faiz oranları llanılmışır. Olşrlan regresyon denlemlerine, elde edilen sonçları vvelendirmesi amacıyla onrol değişeni olara enflasyon oranı da dahil edilmişir. Bnn yanı sıra çalışmada, reel GSYH büyüme oranlarındai değişmeler sadece geiri farı ile değil ısa ve zn vadeli faiz oranı olara anımlanan 3 aylı ve 1 aylı faiz oranlarının her biri ile de açılanmaya çalışılmışır. Bradai nihai amaç, gelece dönem büyüme oranlarındai değişimleri ahmin emede, geiri farının mı yosa faiz oranlarının mı öncü oldğn espi emeir. Yapılan analiz soncnda, Türiye de gelece dönem büyüme oranlarını hem geiri farı hem de faiz oranları eilediği yönünde blglar elde edilmişir. Anahar Kelimeler: Geiri farı, Faiz oranı, Büyüme oranı. JEL Sınıf Kodları : E43, E44, E5. Ineres Rae, Yield Spread and Economic Growh: The Case of Trey (1990-006) Absrac In he lierare, he difference beween shor-erm ineres rae and long-erm ineres rae is defined as yield spread or as he slope of he yield crve. The prpose of his sdy is o es wheher yield spread affecs he fre economic growh for Trey. For his prpose, in he empircal secion of he sdy, qarerly real gross domesic prodc and he 3-monh and 1-monh ineres raes are inclded ino he analysis. Inflaion rae as he conrol variable is inclded ino he regressions o increase he validiy of he findings. In addiion, changes in he GDP are ried o be explained no 1 Prof.Dr., Karadeniz Teni Üniversiesi, İisadi ve İdari Bilimler Faülesi, Eonomeri Bölümü, yama@.ed.r Araş.Gör., Karadeniz Teni Üniversiesi, Sosyal Bilimler Ensiüsü, İisa Anabilim Dalı, bananriover@.ed.r
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. only by yield spread b also by he level of he ineres raes. The main prpose of his inclsion is o deermine wheher yield spread or ineres rae level is effecive in forecasing he changes of growh raes. Acording o he findings of he sdy, in Trey boh yield spread and ineres raes affec he fre economic growh. Keywords: Yield spread, Ineres rae, Growh rae. JEL Classificaions: E43, E44, E5. 1.Giriş Kısa ve zn vadeli faiz oranları arasındai far olara anımlanan geiri farı veya geiri eğrisinin eğimi, geleceei reel eonomi aivie haında anlamlı bilgiler içerebilmeedir. Lieraürde, geiri farı ile gelece dönemdei reel eonomi aivie arasındai ilişinin genellile poziif yönde oldğ onsnda bir görüş birliği blnmaadır ve söz ons ilişinin özellile gelece dönemdei eonomi büyüme haındai belenileri yansıığı düşünülmeedir. Nieim zn ve ısa vadeli faiz oranları arasındai poziif far diğer bir ifadeyle poziif geiri farı, reel eonomi aivienin gelece dönemdei değerlerinde bir arışa işare ederen, negaif geiri farı ise reel eonomi aivienin değerinde düşmeye işare emeedir. Eonomisler arasında yaygın bir görüş olan geiri farı ile geleceei eonomi büyüme arasındai poziif yönlü ilişinin emelde üç nedeni vardır: Birinci neden, beleniler hipoezine dayanmaadır. Bna göre, zn dönem faiz oranları gelecee olması belenen ısa dönem faiz oranları haında bir göserge nieliği aşımaadır. Yani zn vadeli faiz oranlarındai arış (azalış) geleceei ısa vadeli faiz oranlarının da aracağı (azalacağı) belenisini içermeedir. B nedenle yaırımcılar, vade yapıları farlı olan şire bonolarından farlı miarlarda geiri elde emeyi belemezler. Çünü zn vadeli faiz oranlarının, gelecee olması belenen ısa vadeli faiz oranlarının ağırlılı oralamasından olşğ düşünülmeedir. B bilgiler ışığında beleniler hipoezine göre, yaırımcılar eonomi büyüme veya yaırımların geirisinde bir arış beliyorlarsa, zn vadeli faiz oranlarının yüseleceğini ve bnnla ilişili olara geleceei ısa vadeli faiz oranlarının cari dönemdei ısa vadeli faiz oranlarından daha yüse olacağını düşünürler. B nedenle geiri farında meydana gelen b arış geleceei eonomi büyümede bir arış meydana geleceğinin gösergesi olara düşünülebilmeedir. Söz ons ii değişen arasındai poziif yönlü ilişinin iinci nedeni ise, para poliiasının eonomi üzerinde yaraacağı mhemel eileriyle ilgilidir. Örneğin, geiri farının nominal faiz oranından elde edildiği göz önünde 44
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri blndrldğnda, merez banası para arzını arırdığında ısa vadeli faiz oranları düşmee, zn vadeli faiz oranları ise genellile ısa vadeli faiz oranlarında meydana gelen düşmeden daha az olmaadır. Çünü ısa vadeli faiz oranlarının para poliialarına göserdiği hassasiye zn vadeli faiz oranlarına göre daha yüseir. Nieim ısa vadeli faiz oranlarının özellile hane halı harcama davranışları üzerinde eili oldğ düşünülüren, zn vadeli faiz oranlarının dayanılı üeim malı harcamaları ve zn vadeli icari yaırımlar üzerinde eili oldğ düşünülmeedir. Ayrıca zn vadeli faiz oranlarının enflasyon belenisi ve reel aivie arafından belirlendiği göz önünde blndrldğnda, enflasyon belenisinin para arzı ile birlie arması zn vadeli faiz oranlarında meydana gelece olan düşmeyi de frenlemeedir. B drm ise geiri farının azalmasına, diğer bir ifadeyle geiri eğrisinin eğiminde düşmeye neden olara geiri eğrisinin yaılaşmasına neden olmaadır. Geiri farı b şeilde azalıren, reel eonomi aivie ise parasal daralmanın meydana geireceği oplam alepei azalma nedeniyle düşmeedir. Dolayısıyla parasal daralma, geiri farını ve reel eonomi aivieyi aynı yönde eileyere, ii değişen arasında poziif bir ilişiye neden olmaadır. Harvey (1988) ve H (1993) arafından ifade edilen diğer bir neden ise, üeicilerin zaman ercihlerinin maximizasyon ile ilgilidir. Tüeiciler, eonomi daralma boynca ço düşü gelir veya genişleme boynca ço yüse gelir elde eme yerine sabi seviyede bir gelir ercih emeedirler. B nedenle, üeiciler gelirlerinde gelecee bir yüselme olacağını beledilerinde, ısa vadeli yaırım araçlarını saın alıren zn vadeli olanları ise samaadırlar. B drm ise, zn vadeli faiz oranlarını yüseliren, ısa vadeli faiz oranlarını ise düşürmeedir. Dolayısıyla geiri farında meydana gelen söz ons arış, geleceei üeicilerin gelirlerindei arışa yani eonomi bir genişlemeye işare emeedir. Lieraürde geiri farı ile gelece dönemdei eonomi büyüme arasındai ilişinin hem eori hem de ampiri olara genellile poziif yönde oldğna ilişin bilgiler mevcr. Anca söz ons poziif ilişinin, gelişmiş eonomilerde ya da para ve finans piyasası gelişmiş eonomilerde, gelişmemiş ya da gelişmee olan eonomilere göre daha geçerli oldğ, yapılan ampiri çalışmalarla daha da deselenmişir. Dolayısıyla Türiye eonomisi için geiri farının geleceei eonomi büyüme oranını ahmin emede ne derece doğr bir göserge oldğ ise arışma ons olmaadır. B nedenle çalışmada, geiri farı ile gelece dönem eonomi büyüme arasındai ilişinin varlığı, gelişmee olan 1990 006 dönemi Türiye 45
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. eonomisi için sınanmışır. Geiri farı ile gelece dönem eonomi büyüme arasındai ilişinin yanı sıra ısa ve zn vadeli faiz oranlarının eonomi büyüme ile olan ilişisi de incelenmişir. Olşrlan regresyon denlemlerine, elde edilen sonçları vvelendirmesi amacıyla onrol değişeni olara enflasyon oranı da dahil edilmişir..lieraür 1980 li yıllardan iibaren geiri farı ile eonomi büyüme arasındai ilişi çeşili ülelerde farlı dönemler iibariyle sınanmış ve elde edilen blglar genellile ii değişen arasındai ilişinin poziif yönlü oldğn oraya oymşr. Lieraürde geiri farının geleceei eonomi büyümeyi ve/veya resesyon ahmin edip edemeyeceğini sınayan ampiri çalışmalar yaygın olmala birlie, Harvey (1988) ve Esrella ve Hardovelis (1991) on ile ilgili öncü çalışmalardır. Harvey (1988) çalışmasında, faiz oranlarının vade yapılarının, geleceei üeim harcamasına ilişin iyi bir ahminci olp olmadığını incelemişir. Esrella ve Hardovelis (1991) ise, 10 yıllı devle ahvili ile 90 günlü hazine bonosnn geirisi arasındai farı llanara, geleceei beş yıl için ABD dei büyüme oranlarını ahmin emeye çalışmışlardır. Geiri farında meydana gelen %1 li arışın bir yıl sonra büyüme oranında %1 li bir arışa neden oldğn espi emişlerdir. Ayrıca b sonçları vvelendirme amacıyla enflasyon oranının ve büyüme oranının gecimesini içeren ilave değişenler de llanmışlardır. İlgili çalışmalardan sonra on ile ilgili ampiri çalışmalar yaygınlı azanmış olp, Cozier ve Tacz (1994), Plosser ve Rowenhors (1994), Esrella ve Mishin (1997), Deer (1997), Esrella ve Mishin (1998), Dosey (1998), Hamilon ve Kim (00) yapılan çalışmalardan bazılarıdır. Cozier ve Tacz (1994) çalışmasında, geiri farının Kanada dai reel GSYH dai değişimleri ahmin emede önemli bir güce sahip oldğn deseleyen blglara laşmışlardır. Cozier ve Tacz a göre geiri farındai %1 li bir arışın, bir yıl sonra GSYH dai büyüme oranlarında %1.3 lü bir arışa neden oldğn ve ayrıca bir yıllı zaman aralığının geiri farı için en yüse açılayıcılı gücüne sahip oldğn espi emişlerdir. Esrella ve Mishin (1997) çalışmasında ise, geiri farının hem eonomi büyüme ile hem de resesyon ile ilişisini incelemişler ve lieraür ile arlı blglar elde emişlerdir. Ayrıca yarıdai çalışmalardan farlı olara para poliialarının geiri farı üzerindei eilerine de çalışmalarında yer vermişler, genişleici para poliialarının geiri farını ve dolayısıyla da geleceei 46
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri eonomi büyümeyi arırdığını, sıı para poliialarının ise am ersi bir ei yaraığını oraya oymşlardır. Plosser ve Rowenhors (1994), Deer (1997), Esrella ve Mishin (1998), Dosey (1998), Hamilon ve Kim (00) in çalışmaları da geiri farı ile geleceei eonomi büyüme arasındai ilişinin poziif ve anlamlı oldğn deseleyen diğer çalışmalardır. 3. Veri Sei ve Eonomeri Yönem Lieraürde, geiri farının (GF) elde edilmesinde genellile 10 yıllı devle ahvilleri ve 3 aylı hazine bonoları llanılmaadır. Anca Türiye de söz ons bir veri sei mevc olmadığından, çalışmada ısa ve zn vadeli faiz oranlarını sırasıyla 3 ve 1 aylı vadeli mevda faiz oranları emsil emeedir. Çalışmada eonomi büyümeyi (BO) elde eme için ise reel Gayri Safi Yriçi Hasıla (GSYH) değerleri llanılmışır. Ayrıca çalışmada elde edilen sonçları vvelendirmesi amacıyla, olşrlan denlemlere onrol değişeni olara dahil edilen enflasyon oranı (ENF) ise, üeici fiya endeslerinden (TÜFE) elde edilmişir. Kllanılan GSYH ve TÜFE değişenlerinde emel yıl 1987 olara alınmışır. Söz ons veri sei üçer aylı dönemler iibariyle olp 1990:1 006:4 dönemini apsamaadır. Veri seinin elde edilmesinde, Türiye Cmhriyei Merez Banası nın inerne siesindei eleroni veri dağıım siseminden (EVDS) yararlanılmışır. Olşrlan modellerde bağımsız değişen olara llanılan geiri farı, diğer bir ifade ile geiri eğrisinin eğimi ş şeilde olşrlmşr: GF = F F (1) Eşilie; GF dönemindei geiri farını, F dönemindei 1 aylı vadeli mevda faiz oranını, F ise dönemindei 3 aylı vadeli mevda faiz oranını emsil emeedir. Eonomi büyüme oranı serisi ise, reel GSYH serisinin bir öncei yılın aynı dönemine göre değişimi alınara elde edilmişir. Büyüme oranı gibi enflasyon oranı da aynı yönemle elde edilmişir 3. Bradai amaç, büyüme ve enflasyon oranı serisini mevsimsel eilerden arındırmaır. Geiri farının, zn ve ısa vadeli faiz oranlarının geleceei eonomi büyümeyi eileyip eilemediğini es emeden önce regresyon modellerinde llanılaca zaman serilerinin drağan olp olmadığının sınanması GSYH GSYH =, 3 4 BO GSYH TÜFE TÜFE ENF = TÜFE 4 47
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. geremeedir. Asi airde, elde edilen ahminler sapmalı sonçlar verece ve düzmece regresyon sorn ile arşılaşılacaır. B nedenle çalışmada llanılan zaman serilerinin drağanlı analizi Dicey ve Fller (1979) arafından oraya aılan Genişleilmiş Dicey-Fller (ADF) birim ö esi llanılara yapılmışır. ADF birim ö esi ise ş şeilde ifade edilmeedir: n α0 α1 1 α γi i ε () i= 1 Y = + Y + rend + Y + Eşilie; Y seviyesinde drağan olp olmadığı analiz edilen değişenin birinci devresel farını, n masimm gecime znlğn, ε beyaz gürülülü haa erimlerini emsil emeedir. Ayrıca söz ons regresyon denlemindei ardışı bağımlılı sornn giderebilme için bağımlı değişenin n sayıdai gecimeli değerleri Aaie Bilgi Krieri (AIC), Schwarz Bayesian Krieri (SBC) ve Hannan-Qinn Krieri (HQC) gibi rierler yardımı ile modele dahil edilmeedir. Model sabisiz-rendsiz, sabili ve sabili-rendli olara üç formda sınanmaadır. Uygn form seçildien sonra, negaif olması belenen α1 asayısının -isaisiğinin mla değeri, MacKinnon rii değerinden büyü ise söz ons değişenin drağan oldğna arar verilmeedir. Asi airde, aynı süreç zaman serisinin diğer farları için de drağanlığı sağlanana adar sınanmaadır. Çalışmada llanılan değişenlerin birim ö sınamasından sonra, söz ons ilişileri araşırma amacıyla aşağıdai regresyon denlemleri olşrlmşr. B regresyon denlemlerinden ili, geçmiş dönem veya dönemlerdei geiri farının cari dönem büyüme oranını eileyip eilemediğini sınayan (3) nol eşiliir. BO = p q r β 0 + β1, i BO i + β, igf i + β3, i ENF i + ε1, (3) i= 1 i= 1 i= 1 H : β = β =... = β = 0 0,1,, q H : β = β =... = β 0 1,1,, q Eşilie; p, q ve r sırasıyla eonomi büyümenin, geiri farının ve enflasyon oranının opimal gecime znllarını, BO anındai büyüme oranını ve ENF anındai enflasyon oranını gösermeedir. Büyüme oranının cari değeri, endisinin ve geiri farının gecimeli değeri veya değerleri 48
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri arafından belirlendiği öngörüsüne dayanan (3) nol eşili ş şeilde olşrlmaadır: Modelde p, q ve r olara ifade edilen opimal gecime znlları yine AIC, SBC, HQC gibi rierler yardımı ile belirlenmee ve esin sağlılı sonç vermesi için haa eriminde ardışı bağımlılı sornnn olmaması geremeedir. En üçü AIC, SBC, HQC değerini veren gecime znlğnda ardışı bağımlılı olması drmnda ise iinci en üçü gecime znlğn veren gecime znlğ alınmaa, eğer ardışı bağımlılı problemi hala devam emee ise b sorn giderilene adar b işleme devam edilmeedir. Anca opimal gecime znlğ her bir değişen için farlılı arz emeedir. B nedenle büyüme oranı il önce endi gecimeli değerleri üzerine oşlara AIC, SBC veya HQC yardımı ile opimal gecime znlğ ( p ) belirlenmeedir. Olşrlan b il model sınırlı model olara adlandırılmaadır. Sınırlı model içerisinde yine aynı rierler yardımı ile geiri farı değişeninin opimal gecime znlğ (q) espi edilmeedir. Anca çalışmada olşrlan modellere, sonçları vvelendirmesi amacıyla enflasyon oranı da dahil edildiğinden, diğer değişenlerin opimal gecime znllarının elde edilişinde oldğ gibi, büyüme oranının ve geiri farının gecimeli değerlerinin yer aldığı sınırlı model içerisinde AIC, SBC veya HQC ile enflasyon oranının da opimal gecime znlğ (r) belirlenmeedir. Son olara, geiri farı değişeninin gecimeli değerlerinin opl olara anlamlılığı Wald esi yardımı ile sınanmaadır. Eğer Wald esi isaisisel olara anlamlı çıarsa yani H 0 hipoezi reddedilirse, geiri farının geçmiş dönem değerlerinin cari dönem büyüme oranını açıladığı asi drmda, söz ons değişenin cari dönem büyüme oranını açılamada öncü olmadığı soncna varılmaadır. Çalışmanın amacı sadece geiri farının geleceei büyüme oranını eileyip eilemediğini es eme değil, yarıdai modeli aynı zamanda ısa ve zn vadeli faiz oranlarının her biri için de ayrı ayrı sınama ve böylece ısa ve zn vadeli faiz oranlarının geleceei büyüme oranı üzerindei eilerini oraya oymaır. B amaçla (3) nol regresyon denlemindei geiri farı değişeni yerine ısa ve zn vadeli faiz oranları dahil edilmişir. BO = p q r α 0 + α1, i BO i + α, i F i + α 3, i ENF i + ε, (4) i= 1 i= 1 i= 1 H : α = α =... = α = 0 0,1,, q H : α = α =... = α 0 1,1,, q 49
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. p q r = δ0 + δ1, i i+ δ, i i+ δ3, i i+ ε3, i= 1 i= 1 i= 1 (5) BO BO F ENF H : δ = δ =... = δ = 0 0,1,, q H : δ = δ =... = δ 0 1,1,, q Eşililerde; p, q ve r ilgili değişenlere ai opimal gecime znllarını gösermeedir. Opimal gecime znllarının belirlenmesinde ise, (3) nol eşiliei opimal gecime znllarının belirlenmesindei yönem llanılmaadır. (4) nol model için α, (5) nol model için de δ asayılarının opl olara anlamlı çıması drmnda, sırasıyla geçmiş dönem zn ve ısa vadeli faiz oranının cari dönem büyüme oranını açılamada öncü bir ahminci oldğ abl edilmeedir. 4. Beimsel İsaisiler B bölümde büyüme oranının, geiri farının, ısa ve zn vadeli faiz oranının 1990 006 dönemine ai masimim, minimm, oralama ve sandar sapma gibi anııcı bazı isaisileri Tablo 1 de özelenmişir. Tabloda da görüldüğü gibi büyüme oranı en yüse değerine 1990 yılının son çeyreğinde, geiri farı ise 1994 yılının 3. çeyreğinde laşmışır. En üçü değerler ise büyüme oranı için 1994 yılının iinci çeyreğinde, geiri farı için de 000 yılının son çeyreğinde gerçeleşmişir. B bilgiler bize geiri farının geleceei büyüme oranları için ahmini bir güç olşrdğ onsnda herhangi bir bilgi sağlamamaadır. Tanııcı isaisilerden elde edilen b blg ısa ve zn vadeli faiz oranlarının büyüme oranları ile ilişisinde de söz onsdr. Yani faiz oranları ile büyüme oranları arasında masimm ve minimm değerler açısından herhangi bir paralelli söz ons değildir. Tablo 1: 1990 006 Dönemi İçin Tanııcı Bazı İsaisiler Değişenler Masimm Minimm Oralama Sandar Sapma Büyüme Oranı 0,0714-0,1091 (1990:04) (1994:0) 0,0103 0,0310 Geiri Farı 0,3078-0,599 (1994:03) (000:04) 0,061 0,135 Kısa Vadeli Faiz Oranı 1,168 0,1930 (1994:0) (006:01) 0,5886 0,317 Uzn Vadeli Faiz Oranı 1,59 0,1907 (1994:0) (006:01) 0,6507 0,539 50
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri 5. Blglar Ve Değerlendirme Geiri farının, zn ve ısa vadeli faiz oranının büyüme oranını eileyip eilemediği araşırılmadan önce çalışmada llanılan değişenlerin drağanlığı ADF birim ö esi ile incelenmişir. B es için () nol denlem sabisizrendsiz, sabili ve sabili-rendli olma üzere üç formda sınanmışır. Ayrıca değişenlerin masimm gecime znlğ 10 olma üzere opimal gecime znlğ en üçü AIC değerine göre belirlenmişir. Elde edilen ADF birim ö sonçları Tablo özelenmişir. Tablo :ADF Birim Kö Tes Sonçları Değişenler Sabisiz- Trendsiz Sabili Sabili Trendli Y -1,713 * -3,64 ** -3,4936 * GF -3,1376 *** -3,493 *** -3,9339 ** F -0,7783-1,488 -,030 F -0,550 -,401 -,757 ENF -0,7968-0,141-1,4933 F -8,901 *** -8,8579 *** -5,8015 *** F -6,1598 *** -6,1306 *** -6,6156 *** ENF -3,8574 *** -3,9553 *** -4,5881 *** No: *** %1; ** %5; * %10; anlamlılı seviyesini gösermeedir. Elde edilen ADF es isaisilerine göre, ilgili değişenlerden büyüme oranı ve geiri farı değişeni seviyesinde drağan olp, zn vadeli faiz oranı, ısa vadeli faiz oranı ve enflasyon oranı değişeni ise birinci farında drağan blnmşr. Söz ons değişenlerin model içerisindei opimal gecime znllarının belirlenmesinde Aaie bilgi rierinden faydalanılmış ve masimm gecime znlğ 6 olara abl edilmişir. Sonçlar Tablo 3, Tablo 4, Tablo 5 de sırasıyla (3), (4) ve (5) nol eşililerde yer alan değişenlerin her bir gecime znlğ için AIC değerleri ve Bresch Godfrey es isaisileri verilmişir. 51
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. Tablo 3: (3) Nol Modeldei Değişenlerin Opimal Gecime Uznllarının Belirlenmesi BO GF ΔENF L AIC χ (1) χ (4) AIC χ (1) χ (4) AIC χ (1) χ (4) 1-3,41-1,014 9,043 *** -3,557 0,061 0,575-3,53 0,0 0,68-3,18 3,491 * 8,740 *** -3,53 0,005 0,634-3,539 0,044 0,640 3-3,36 16,84 * 6,977 *** -3,505 0,069 0,630-3,56 0,131 0,496 4-3,416 10,406 * 3,060 ** -3,50 0,195 0,937-3,54 0,503 0,55 5-3,537 0,067 0,791-3,504 0,136 0,970-3,498 0,509 0,537 6-3,500 0,078 0,608-3,500 0,007 0,767-3,478 0,035 0,189 No: L gecime znlğn, χ (1) birinci dereceden, χ (4) dördüncü dereceden ardışı bağımlılığın araşırıldığı Bresch Godfrey es isaisiğini, *** %1, ** %5, * %10 anlamlılı düzeyini gösermee ve haa erimleri serisinde ardışı bağımlılı sornnn oldğn ifade emeedir. Tablo 4: (4) Nol Modeldei Değişenlerin Opimal Gecime Uznllarının Belirlenmesi ΔF ΔENF L AIC χ (1) χ (4) AIC χ (1) χ (4) 1-3,6768 0,6994 0,9694-3,773 1,3633 1,154-3,665 0,651 0,9515-3,7440 0,1508 0,5187 3-3,6885 0,0011 1,3034-3,7167 0,3945 0,5473 4-3,6663 0,643 1,4583-3,7035 0,6449 0,8584 5-3,7176 0,4351 1,7-3,663 0,3769 0,4743 6-3,717 0,5153 0,7897-3,6308 0,0641 0,36 No: L gecime znlğn, χ (1) birinci dereceden, χ (4) dördüncü dereceden ardışı bağımlılığın araşırıldığı Bresch Godfrey es isaisiğini ifade emeedir. Tablo 5: (5) Nol Modeldei Değişenlerin Opimal Gecime Uznllarının Belirlenmesi ΔF ΔENF L AIC χ (1) χ (4) AIC χ (1) χ (4) 1-3,5957 0,5776,4431 * -3,7164 1,485 1,6571-3,5913 1,5903 3,131 ** -3,7141 0,734 1,3318 3-3,7881 0,8767 1,4488-3,6860 0,95 1,3850 4-3,7366 0,077 1,001-3,6814 0,759 1,3179 5-3,7181 0,0017 1,0664-3,64 0,909 1,413 6-3,6904 0,0104 1,198-3,6339 0,11 0,8871 No: L gecime znlğn, χ (1) birinci dereceden, χ (4) dördüncü dereceden ardışı bağımlılığın araşırıldığı Bresch Godfrey es isaisiğini, ** %5, * %10 anlamlılı düzeyini gösermee ve haa erimleri serisinde ardışı bağımlılı sornnn oldğn ifade emeedir. Tablo 3 de de görüldüğü gibi, geiri farının büyüme oranını açılayıp açılamadığının araşırıldığı model (3) de opimal gecime znlğ büyüme 5
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri oranı için 5, geiri farı değişeni için 1, enflasyon oranı için de 4 blnmşr. Uzn vadeli faiz oranları için araşırılan ilişinin es edildiği (4) nol regresyon denlemi için b sonçlar, zn vadeli faiz oranları için 5, enflasyon oranı için de, opimal gecime znlğ olara abl edilmişir. Son olara (5) nol denlemde ise ısa vadeli faiz oranının opimal gecime znlğ 3, enflasyon oranının opimal gecime znlğ ise 1 olara blnmşr. Elde edilen opimal gecime znllarında ardışı bağımlılı sorn da blnmamaadır. Elde edilen opimal gecime znllarından da anlaşılacağı gibi, mevc ilişinin varlığını sınayan değişenlerden sadece geiri farı değişeninin opimal gecime znlğ 1 blnmşr. B nedenle geiri farının üç ay öncei değerinin cari dönemdei büyüme oranını eileyip eilemediği Wald esi yerine esi ile sınanmışır. Bnnla birlie zn vadeli faiz oranı ile ısa vadeli faiz oranının geçmiş dönem değerlerinin cari dönemdei büyüme oranını eileyip eilemediğini sınama için de Wald esi llanılmışır. Tablo 6: (3) Nol Regresyon Denlemine İlişin Tahmin Sonçları Değişenler Kasayı Değeri T İsaisiği Sabi 0,0183,4178 *** BO 1 0,6951 5,7187 *** BO 0,1684 1,3446 BO 3-0,0055-0,0430 BO 4-0,7339-5,799 *** BO 5 0,397 3,3038 *** GF 1 0,066 1,6696 * ENF 1 0,039 0,7356 ENF 0,0955 1,7799 * ENF 3-0,0367-0,6705 ENF 4-0,0844-1,6447 * R = 0.6351 Fh = 10.4395 *** No: *** %1, ** %5, * %10 anlamlılı düzeyini, isaisiğini ifade emeedir. R denlemin açılayıcılı gücünü, F h ise denlemin F Tablo 6 de 3 nol denleme ilişin ahmin sonçları verilmişir. Tablodan da anlaşılacağı gibi geiri farı değişeninin geçmiş dönem değerinin sıfıra eşi oldğ yönündei H 0 hipoezi reddedilmişir. Yani üç ay öncei geiri farındai 1 birimli bir arışın cari dönemdei büyüme oranını 0.06 birim eilediği ve söz ons b einin ise asayıdan da anlaşılacağı gibi poziif oldğ yönünde blglar elde edilmişir. Elde edilen sonçlar lieraürde 53
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. mevc olan çalışmaları deseler nieliedir. Yani Türiye de 1990 006 dönemi geiri farı ile büyüme oranı arasında poziif yönde ve isaisisel olara anlamlı bir ilişi oldğ söylenebilir. Tablo 7: (4) Nol Regresyon Denlemine İlişin Tahmin Sonçları Değişenler Kasayı Değeri T İsaisiği Sabi 0.0135 1.9896 ** BO 1 0.5488 4.633 *** BO 0.311.4809 ** BO 3 0.0519 0.4386 BO 4-0.4835-4.0007 *** BO 5 0.567.3818 ** F 1-0.161-4.495 *** F -0.1008-1.849 * F 3-0.0784-1.4799 F 4 0.013 0.384 F 5 0.0971 1.8059 * ENF 1 0.0794 1.5471 ENF 0.0841 1.6315 * R =0.7179 5 i= 1 F =-0.768 F = 4.7173 *** i No: *** %1, ** %5, * %10 anlamlılı düzeyini, R denlemin açılayıcılı gücünü, F ise F değişeninin gecimeli değerlerinin opl olara sıfıra eşi olp olmadığını es eden F isaisiğini ifade emeedir. Tablo 7 ve Tablo 8 de ise, zn ve ısa vadeli faiz oranının büyüme üzerindei eilerinin araşırıldığı sırasıyla 4 ve 5 nol denleme ilişin regresyon sonçları yer almaadır. Bna göre geçmiş dönemdei gere zn vadeli gerese ısa vadeli faiz oranlarının cari dönem eonomi büyüme üzerinde herhangi bir eiye sahip olp olmadığı Wald esi ile sınanmış ve söz ons ii değişenin eonomi büyüme üzerinde anlamlı bir eiye sahip oldğ espi edilmişir. Hem ısa vadeli hem de zn vadeli faiz oranı için söz ons einin yönü ise negaifidir. Ayrıca b einin ilgili değişenlerin gecimeli değerlerinin oplanması ile ısa vadeli faiz oranları için -0.31, zn vadeli faiz oranları için de -0.7 oldğ yönünde blglar elde edilmişir. Anca söz ons asayıların yorm geiri farı değişeni için yapılan yormdan farlıdır. Çünü zn ve ısa vadeli faiz oranı değişenlerinin birinci farında drağan blnması, ilgili serilerin regresyon denlemine birinci 54
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri devresel farı alınara dahil edilmesine neden olmşr. B nedenle elde edilen blglara ai yormlar ş şeildedir: Kısa dönem faiz oranlarının geçmiş dönem arış hızındai 1 birimli değişimin cari dönem büyüme oranını 0.31 birim eilediği, zn dönem faiz oranlarının geçmiş dönem arış hızındai 1 birimli değişmenin ise söz ons değişeni 0.7 birim eilediği görülmeedir. Tablo 8: (5) Nol Regresyon Denlemine İlişin Tahmin Sonçları Değişenler Kasayı Değeri T İsaisiği Sabi 0,0157,855 ** BO 1 0,6159 5,4068 *** BO 0,1379 1,401 BO 3 0,0954 0,898 BO 4-0,573-4,691 *** BO 5 0,309,974 *** F 1-0,19-3,6367 *** F -0,0631-1,7979 * F 3-0,118-3,3996 *** ENF 1 0,0317 0,639 R =0,7033 3 F i = -0,3141 F =6,7504 *** i= 1 No: *** %1, ** %5, * %10 anlamlılı düzeyini, R denlemin açılayıcılı gücünü, F ise F değişeninin gecimeli değerlerinin opl olara sıfıra eşi olp olmadığını es eden F isaisiğini ifade emeedir. Geiri farının bir dönem öncei değeri ile cari dönemdei büyüme oranı arasındai poziif ilişi Şeil 1 de de deselenmeedir. 55
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. Şeil 1: Türiye de 1990 006 Dönemi Büyüme Oranları ve Geiri Farları 0.4 0. 0-0. -0.4-0.6-0.8 BO GF(-1) 6. Sonç B çalışmada Türiye nin 1990 006 dönemine ilişin geiri farının eonomi büyüme üzerinde eili olp olmadığının belirlenmesi amaçlanmışır. Bnn yanı sıra çalışmada, reel eonomi aiviedei değişmeler sadece geiri farı değişeni ile değil ısa ve zn vadeli faiz oranı olara anımlanan 3 aylı ve 1 aylı faiz oranlarının her biri ile de açılanmaya çalışılmışır. Bradai nihai amaç, gelece dönem büyüme oranlarındai değişimleri ahmin emede, geiri farının mı yosa faiz oranlarının mı öncü oldğn espi emeir. B amaç apsamında, önce onyla ilgili zaman serilerinin drağanlı esleri yapılmış ve daha sonra geiri farı, ısa ve zn vadeli faiz oranının açılayıcı değişen olara yer aldığı büyüme denlemleri olşrlmşr. En Küçü Kareler Yönemi alında ahmin edilen söz ons denlemlerden elde edilen sonçlar ş şeilde özelenebilir: Geiri farının bağımsız değişen olara yer aldığı regresyon denlemlerinde geçmiş dönem geiri farının cari dönem eonomi büyümeyi poziif yönde eilediği ve b einin isaisisel olara anlamlı oldğ espi edilmişir. Geiri farının yanı sıra, hem ısa hem de zn vadeli faiz oranlarının da eonomi büyüme üzerinde negaif yönde eili oldları belirlenmişir. 56
Yama-Tanrıöver / Faiz Oranı, Geiri 1990 006 dönemi Türiye eonomisinde, cari dönem büyüme oranlarındai değişimleri ahmin emede, hem geiri farının hem de faiz oranlarının öncü oldğ yönünde blglar elde edilmişir. Elde edilen sonçlarda diai çeen en önemli blg ise, ısa vadeli faiz oranlarının reel eonomi aivie üzerinde zn vadeli faiz oranlarına göre daha eili oldğdr. Nieim böyle bir blg Türiye gibi finans piyasaları derinli azanmamış ülelerde pe de şaşırıcı bir drm değildir. Kaynaça Bernane, B.S., (1990), On he Predicive Power of Ineres Raes and Ineres Rae Spreads, Federal Reserve Ban of Boson New England Economic Review, 51-68. Cozier, B. ve G.Tacz,, (1994), The Term Srcre and Real Aciviy. Woring Paper 94-103, Ban of Canada. Dosey, M., (1998), The Predicive Conen of he Ineres Rae Term Spread for Fre Economic Growh, Federal Reserve Ban of Richmond Economic Qarerly, 84(3), 31-51. Deer, M.J., (1997), Srenghening he Case for he Yield Crve as Predicor of U.S. Rrecessions, Federal Reserve Ban S. Lois Review, 79, 41-51. Esrella, A., ve G.A.Hardovelis, (1991), The Term Srcre as a Predicor of Real Economic Aciviy, Jornal of Finance, 46, 555 576. Esrella, A., ve F.S.Mishin, (1996), The Yield Crve as a Predicor of US Recessions, Federal Reserve Ban of New Yor, Crren Isses in Economic and Finance, (7). Esrella, A., ve F.S.Mishin, (1997), The Predicive Power of he Term Srcre of Ineres Raes in Erope and he Unied Saes: Implicaions for he Eropean Cenral Ban, Eropean Economic Review, 41, 1375 1401. Esrella, A., ve F.S.Mishin, (1998), Predicing U.S. Recessions: Financial Variables as Leading Indicaors, Review of Economic and Saisics, 80(1), 45-61. Hamilon, J.D, ve D.H.Kim, (00), A Re-Examinaion of he Predicabiliy of Economic Aciviy Using he Yield Spread, Jornal of Money, Credi, and Baning, 34(). Harvey, C.R., (1988), The Real Term Srcre and Consmpion Growh, Jornal of Financial Economics,, 305-333. H, Z., (1993), The Yield Crve and Real Aciviy, IMF Saff Paper, 40, 781-806, December. Kozici, S., (1997), Predicing Real Growh and Inflaion wih he Yield Spread, Federal Reserve Ban of Kansas Ciy Economic Review, 8, 39 57. 57
Doz Eylül Üniversiesi İisadi ve İdari Bilimler Faülesi Dergisi, Cil:4, Sayı:1, Yıl:009, ss.43-58. McMillan, D., (00), Ineres Rae Spread and Real Aciviy: Evidence for UK, Applied Economics Leers, 9, 191-194. Monea, F., (003), Does he Yield Spread Predic Recessions in he Ero Area?, Eropan Cenral Ban Woring Paper Series, 94. Paya, I., ve K.Mahews, (004), Term he Spread and Real Economic Aciviy in Korea: Was he Crisis Predicable?, Applied Economics Leers, 11, 797-801. Plosser, C.I. ve K. G.Rowenhors, (1994), Inernaional Term Srcres and Real Economic Aciviy, Jornal of Moneary Economics, 33, 133 55. Smes, F., ve K.Tsasaronis, (1997), Why Does he Yield Crve Predic Economic Aciviy? Dissecing he evidence for Germany and he Unied Saes, BIS Woring Paper, 49. 58