Cenral Bank Review Vol. 15 (January 215), pp.65-93 ISSN 133-71 prin 135-88 online 215 Cenral Bank of he Republic of Turkey hps://www3.cmb.gov.r/cbr/ FARKLI BELİRSİZLİK DÜZEYLERİNDE FAİZ ORANININ MAKROEKONOMİK DEĞİŞKENLERE ETKİLERİ: TÜRKİYE ÜZERİNE ETKİLEŞİMLİ VEKTÖR OTOREGRESİF MODELİ UYGULAMASI Afşin Şahin ve Volkan Ülke ABSTRACT In his paper, he effeciveness of igh moneary policy on he macroeconomic variables has been analyzed by applying an ineracive auoregressive model under differen inflaion uncerainy levels using he monhly Turkish daa spanning 1991: 1 214: 1. Empirical resuls indicae ha an increase in he ineres rae decreases he exchange rae, price level and income level. In addiion, when we apply he low inflaion uncerainy as an ineracion erm, i is observed ha he effeciveness of an increase in he ineres rae on he macroeconomic variables becomes more obvious. As a resul, i is shown ha he igh moneary policy is more efficien when he long- erm average inflaion rae becomes more sable and shor-erm volailiy decreases. EFFECTS OF INTEREST RATE ON THE MACROECONOMIC VARIABLES UNDER DIFFERENT UNCERTAINTY LEVELS: INTERACTION VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL APPLICATION FOR TURKEY JEL E52, E31, C32. Keywords Ineres rae, Inflaion uncerainy, IVAR model ÖZ Bu çalışmada ekileşimli vekör ooregresif model yardımıyla, farklı enflasyon belirsizliği düzeylerinde daralıcı para poliikasının makroekonomik değişkenler üzerindeki ekinliği Türkiye aylık 1991: 1 214: 1 verisi ile analiz edilmişir. Elde edilen bulgulara göre, faiz oranındaki bir arış döviz kuru, fiya düzeyi ve gelir düzeyinde azalışa neden olmakadır. Bununla birlike ekileşim erimi olarak düşük enflasyon belirsizliği kullanıldığında, faiz oranındaki arışın makroekonomik değişkenler üzerindeki ekinliği belirginleşmekedir. Sonuç olarak, enflasyon oranının uzun dönem oralamasının daha isikrarlı hale gelmesi ve kısa dönemli oynaklığının belirgin bir şekilde azalması, daralıcı para poliikasının ekinliğini arırmakadır. JEL E52, E31, C32. Anahar Kelimeler Faiz oranı, Enflasyon belirsizliği, IVAR modeli Gazi Üniversiesi Bankacılık Bölümü 65-Ankara, Türkiye ŞAHIN: afsinsahin@gazi.edu.r ÜLKE: Uluslararası Burch Üniversiesi Ekonomi Fakülesi Saraybosna, 7121, Bosna Hersek, volkanulke@su.ibu.edu.ba Çalışmada sunulan görüşler yazarlara ai olup, Türkiye Cumhuriye Merkez Bankasını veya kişilerin ilgili kurumlarını ve çalışanlarını bağlayıcı nielik aşımaz.
1. Giriş Ekonomide enflasyon belirsizliği düzeyi arığında isihdam (Rai, 1985, Holland, 1986), verimlilik ve yaırım (Fischer, 1993), üreim (Davis ve Kanago, 1996, Elder, 24) gibi makroekonomik değişkenler olumsuz ekilenmekedir. Friedman (1977) gibi parasalcı ikisaçılar arafından belirsizliğin üreici ve ükeicilerin ikisadi davranışlarını değişirdiği kabul edilmekedir. Tükeici arafında hanehalkının çalışma ve boş zaman ercihini; üreici arafında ise firmaların işgücü alebini ve üreim kararlarını ekilemekedir. İkisadi akörlerin sinyal alma mekanizmaları, böylece farklı belirsizlik düzeylerinde veya farklı belirsizlik düzeyleri arasındaki geçiş aşamalarında bozulmakadır. Enflasyon belirsizliği, finansal belirsizlik, gelir, perol belirsizliği gibi farklı belirsizlik ürleri içinde en dikka çekenlerden biridir ve enflasyon belirsizliğinin eorik emelleri ampirik bulguları daha güçlü deseklemekedir. Bu bir ölçüde enflasyon hedeflemesi rejiminin bir para poliikası uygulaması olması ve pek çok ülkede para poliikasının enflasyonu düşük ve isikrarlı seviyelere indirme hedefinden kaynaklanmakadır. Çalışmada enflasyon belirsizliği ele alınmakla birlike diğer değişkenlerle ilinisine vurgu yapmak gerekmekedir. Grafik 1 de, enflasyon belirsizliğinin yüksek olduğu kriz dönemlerinde çıkı belirsizliğinin de arığı görülmekedir. Finansal gelişmeler bu anlamda belirsizlik düzeyini ekileyebilmekedir. Türkiye de enflasyon belirsizliği 1991, 1994, 1998 ve 21 krizlerinde çıkı belirsizliği ile beraber belirgin biçimde yükselmekedir. 66
Şub 92 Kas 92 Ağu 93 May 94 Şub 95 Kas 95 Ağu 96 May 97 Şub 98 Kas 98 Ağu 99 May Şub 1 Kas 1 Ağu 2 May 3 Şub 4 Kas 4 Ağu 5 May 6 Şub 7 Kas 7 Ağu 8 May 9 Şub 1 Kas 1 Ağu 11 May 12 Şub 13 Kas 13 Şahin ve Ülke Cenral Bank Review 15(1):65-93 Grafik 1. Enflasyon Belirsizliği ve Çıkı Belirsizliği, 1992:2 214: 1 1 25 2 15 1 5 12 1 8 6 4 2 Enflasyon Belirsizliği Çıkı Belirsizliği Kaynak: TCMB. Ele aldığımız yıllar arasında Türkiye de enflasyon oranı olumlu anlamda yapısal değişim gösermiş ve yüksek enflasyon rejiminden düşük enflasyon rejimine geçilmişir (Aluğ ve Çakmaklı, 214). Enflasyon oranının uzun dönem oralaması 22 ile 214 yılları arasında azalmışır. Enflasyon belirsizliğinin kısa dönem oynaklığı da 22-26 yılları arasında uygulanan örük enflasyon hedeflemesi rejimi ve ardından 26-214 yılları arasında uygulanan açık enflasyon hedeflemesi ile önemli ölçüde azalmışır. 2 Merkez Bankası bağımsızlığı armış, dalgalı kur rejimine geçilmiş ve bankacılık seköründeki yapısal reformları akiben önceki dönemlere göre isikrarlı bir ekonomik amosfer yakalanmışır. 21 yılı sonrasında finansal isikrar vurgusu para poliikasında belirginleşmişir. Süreç içinde, yüksek ve düşük rejimler arasında para poliikasının ekinliğini ölçmek bu açıdan anlam aşımakadır. Çalışmada ekileşimli vekör ooregresif model (IVAR) ile yüksek ve düşük enflasyon belirsizliği alında faiz oranının emel makro ikisadi değişkenler üzerindeki ekisi ele alınmakadır. Enflasyon belirsizliği serileri EGARCH belirimlerinin koşullu varyanslarından elde edilen zaman serisi ile ölçülmekedir. 1 Grafik 1 de enflasyon belirsizliği ve çıkı belirsizliği serileri oralama denklemi 12 gecikme ve varyans belirimi EGARCH (p=1, q=2) den oluşan değişen varyans modelinden elde edilen koşullu varyanslardan oluşmakadır. Grafiğin sol dikey ekseninde enflasyon belirsizliği, sağ dikey ekseninde ise çıkı belirsizliği yer almakadır. 2 Tas ve Eruğrul (213) Türkiye de enflasyon belirsizliğinin enflasyon hedeflemesi sonrasında azaldığını gösermekedir. 67
Çalışmadan elde edilen bulgular faiz oranındaki arışın düşük enflasyon belirsizliği durumunda döviz kurunu, fiya ve gelir düzeylerini yüksek enflasyon belirsizliği durumuna göre daha fazla azalığını gösermekedir. Faiz oranının düşük enflasyon belirsizliği alında daha ekin olması, enflasyon hedeflemesi gibi rejimlerin önemli olduğunu oraya koymakadır. Çalışmanın ikinci kısmında belirsizliğin makroekonomik değişkenler üzerindeki ekilerini ele alan çalışmaların bulguları sunulmakadır. Üçüncü kısımda veri sei ve yönem anıılmakadır. Dördüncü bölümde bulgular sunulmaka ve beşinci bölümde değerlendirme yer almakadır. Alıncı bölümde emel bulgular özelenmeke ve çalışma amamlanmakadır. 2. Lieraürde Belirsizliğin Makroekonomik Değişkenler Üzerine Ekileri Lieraür çalışmaları arandığında ve ayrınılı ahlil edildiğinde farklı ekonomik ve finansal belirsizlik ölçülerinin üreildiği görülmekedir. Bu kısımda kısaca bu belirsizlik ürlerinin ekonomiye ekileri ile ilgili bulgulara değinilecek, enflasyon belirsizliğinin bu çalışmada neden kullanıldığı açıklanmaya çalışılacakır. Serleis ve Rahman (29), 1959: 1 25: 4 ABD çeyrek dönem verisi ve GARCH (p=1, q=1)-m belirimi ile ölçüğü parasal büyüme belirsizliğinin reel GSYİH büyümesini negaif ekilediğini gösermekedir. İkisa poliikaları asarımında parasal büyüme belirsizliğinin azalılması gerekiğini vurgulamakadırlar. Finansal belirsizlik para poliikasının ekinliğini değişirebilmekedir. Williams (212) ın 1978: 1-211: 2 çeyrek dönem ABD verisi ile yapığı analize göre, ekonomide normal zamanlarda ve kriz zamanlarında para poliikası araçları çıkı ve enflasyonu farklı düzeylerde ekileyebilmekedir. Kriz zamanlarında, ekonomide yaşanan likidie sıkınısı ve finansal sekörde gözlemlenen bir akım olumsuz gelişmelerin, para poliikasının ekinliğini değişirebileceği belirilmekedir. Bloom (29) ABD verisiyle yapığı analizinde hisse senedi belirsizliğindeki arışın faiz oranı, üreim ve isihdam üzerinde azalıcı ekisini gösermekedir. Bir başka belirsizlik ürü olan ekonomi poliikası belirsizliği arığında, ikisadi akörler ihiya amaçlı asarruflarını arırmaka, ükeim ve yaırım kararlarını erelemekedirler. Merkez bankaları ise 28 krizi sonrası olduğu gibi azalan alebe epki olarak faiz oranlarını indirebilmekedir. Colombo (213), Baker, Bloom ve Davis (213) in gelişirdiği ekonomi poliikası belirsizliği gösergesi ile 1999: 1 28: 6 aylık ABD ve Euro Bölgesi veri selerini kullanarak gerçekleşirdiği yapısal VAR analizi ile böyle bir durumu açıklamakadır. Onlara göre, ABD ekonomi poliikası belirsizlik 68
endeksindeki bir arış ABD sanayi üreimi ve fiyalarını ve merkez bankası faiz oranını azalmaka, Euro Alanı fiyalarında, üreiminde ve ECB faiz oranında ise azalışa yol açmakadır. Bashar, Wadud ve Huson (213) Kanada verisini kullanarak yapısal VAR modeli ile yüksek perol fiyaı belirsizliğinin çıkı ve fiya düzeylerini azalığını bulmakadır. Kanada Merkez Bankası, perol belirsizlik şokları karşısında genişleici para poliikası uygulamayı ercih emekedir. Bashar, Wadud ve Huson (213) perol fiyalarındaki yüksek belirsizliğin firmaların yaırım ve üreim kararlarının erelenmesine yol açığını belirmekedirler. Perol fiyaları ekonominin arz cephesini olumsuz ekilerken, perol fiyaları belirsizliği alep cephesini baskılamaka ve üreim ve fiyaları azalmakadır. Talep cephesi baskı alında kaldığında ise merkez bankası para arzını genişleerek epki vermekedir. Yoon ve Rai (211) haa düzelme modeli ile 1947-26 çeyrek dönem firma bazında ABD verisiyle yapıkları çalışmalarında, reel perol fiyalarındaki belirsizliği GARCH (1,1) sürecinden elde eikleri koşullu varyans ile ölçmeke ve perol fiyalarındaki belirsizliğin yaırım kararlarını olumsuz ekilediğini gösermekedirler. Enflasyon belirsizliğinin makroekonomik değişkenlere ekilerini inceleyen çalışmalar, Milon Friedman ın 1977 yılı çalışmasından sonra ağırlık kazanmışır. Friedman (1977) a göre, yüksek enflasyon para poliikasının ikisadi gelişmeler karşısında vereceği epkinin neliğini bozmaka ve enflasyon belirsizliğini arırmakadır. Friedman (1977) a göre enflasyon belirsizliği fiya mekanizmasının ekinliğini bozmaka ve çıkıyı olumsuz ekilemekedir. Cukierman ve Melzer (1986) enflasyon belirsizliğinin enflasyonu arırdığını öne sürmekedir. Grier, Henry, Olekalns ve Shields (24) ABD ekonomisi için yapığı çalışmalarında, enflasyon belirsizliğinin enflasyon oranını azalığını ve asimerinin söz konusu olduğunu gösermekedirler. Heidari, Kaırcıoğlu ve Bashiri (213) İran üzerinde yapıkları araşırmalarında, 1988-28 çeyrek dönem İran verisi ile GARCH modelinden enflasyon ve büyüme belirsizlik serileri elde emekedirler. VAR modeli ile de enflasyon belirsizliğinin ekonomik büyümeyi olumsuz ekilediğini ancak büyüme belirsizliğinin ekonomik büyümeyi ekilemediğini oraya koymakadırlar. Chang ve He (21) Markov rejim değişim modelinden yararlanarak ABD 196-23 çeyrek dönem verisi ile yapıkları çalışmalarında, enflasyon belirsizliğinin yüksek olduğu dönemlerde, enflasyon belirsizliğinin büyümeye olumsuz ekisinin düşük olduğu dönemlere göre daha fazla olduğunu gösermekedir. Higgins ve Majin (29) enflasyon belirsizliğini GARCH ile ölçükleri çalışmalarında enflasyon belirsizliğinin ihiya güdüsü davranışı nedeniyle M1 para alebini olumsuz ekilediğini ancak faiz geiren ensrümanlar 69
nedeniyle M2 para alebini arırdığını gösermekedirler. Bredin, Elder ve Founas (29, s. 215), Hindisan, Güney Kore, Malezya, Filipinler, Singapur verileri ile enflasyon belirsizliğinin faiz oranlarını ekilediğini, bunun da zamanlar arası kaynak dağılımını değişirdiğini ifade emekedirler. Yazarlar, vekör ooregresif harekeli oralama modeline GARCH-M beliriminden elde edilmiş enflasyon ve büyüme belirsizliklerini dahil emeke ve çıkı belirsizliğinin çıkı büyümesi üzerindeki ekisini negaif bulmakadırlar. Friedman ın sonuçlarından farklı ancak Dosey ve Sare (2) ile uarlı olacak şekilde enflasyon belirsizliğinin ikisadi büyümeyi arırdığını gösermekedirler. Enflasyon belirsizliğinin enflasyon üzerindeki ekisi ile ilgili beş farklı Asya ülkesi için karışık sonuçlar bulmakadırlar. Hasanov (28) 1986-26 yılları arası Türkiye verileri ile yapığı çalışmasında, enflasyon belirsizliğinin sözleşme sürelerini ekilediğini, fiya uyarlama hızını değişirdiğini ve üreicilerin sinyal almalarını olumsuz ekileyerek çıkı düzeyinde azalışa yol açığını belirmekedir. Berumen, Yalçın ve Yıldırım (211) Türkiye de enflasyon belirsizliğinin enflasyon oranını arırdığını gösermekedir. Yazgan ve Yılmazkuday (214) a göre Türkiye düşük enflasyon rejimine geçiken sonra bölgeler arasında mal bazında fiyaların yakınsamasının yavaşladığını ancak bölgeler arası reel faiz oranının yakınsadığını gösermekedir. Berumen, Dinçer ve Musafaoğlu (211) enflasyon belirsizliğinin oplam fakör verimliliği ve büyümeyi arırdığını gösermekedir. Lieraürde para poliikası araçlarının emel ikisadi değişkenlere zamanla değişen ekilerini oraya koymak için değişen paramereli yönemler kullanılmışır. Frana, Horvah ve Rusnak (214), Primiceri (25) yi akiben zamanla değişen paramereler Bayesyen VAR yöneminden yararlanmaka ve döviz kuru ve faiz oranının üreim ve fiyalar üzerindeki ekilerinin zaman içinde değişiğini Çek Cumhuriyei verisi ile gösermekedirler. Bu çalışmaların yanında değişen varyans sorununu göz önünde uan ve değişkenlerin oynaklıklarını analiz eden çalışmalar da yer almakadır. Oduncu, Ermişoğlu ve Akçelik (213), oynaklığı GARCH modeli ile ölçükleri çalışmalarında TCMB nin 211 sonrası uygulamaya koyduğu Rezerv Opsiyon Mekanizması nın döviz kuru oynaklığını azalığını vurgulamakadırlar. Bhar ve Mallik (213), İngilere verisi ile yapıkları çalışmalarında, EGARCH beliriminden elde eikleri enflasyon belirsizliğinin enflasyon hedeflemesi ve sonrasında büyüme oranını azalığını bulmakadırlar. Büyüme belirsizliğinin büyümeyi, enflasyon hedeflemesi öncesi ve sonrasında arırdığını hesaplamakadırlar. Enflasyon hedeflemesi sonrasında ise enflasyon belirsizliğinin enflasyon üzerindeki ekisi azalmakadır. Omay ve Hasanov (21) STR-GARCH modeli sonuçlarına göre enflasyon belirsizliği asarrufları arırarak nominal faizleri 7
azalmakadır. Düşük enflasyon belirsizliği durumunda, yüksek enflasyon belirsizliği durumuna göre faiz oranı daha fazla azalmakadır. 3. Veri Sei ve Yönem Çalışmada Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Sisemi (EVDS) siseminden elde edilen Ocak, 1991 ve Ocak, 214 arihleri arası Türkiye kısa vadeli faiz oranı (Faiz), ABD döviz saış kuru (Döviz), sanayi üreim endeksi (Gelir) ve Üreici Fiya Endeksi (Fiya) verilerinden aylık frekansa yararlanılmışır. Faiz dışındaki üm seriler doğal logarimik olarak kullanılmışır. Yararlanılan veri sei ile ilgili ayrınılı açıklamalar Ek A da yer almakadır. Serilerin anımlayıcı isaisikleri Tablo 1 de sunulmakadır. Tablo 1. Tanımlayıcı İsaisikler Değişken Oralama Medyan Maks. Min. Sandar Sapma Çarpıklık Basıklık Gözlem Sayısı Faiz 45.3172 38.6531 52.9842 4.134 51.66 4.6985 37.3216 264 Döviz -.819.279.7978-5.1725 1.7412-1.1657 2.9877 264 Gelir 4.3699 4.355 4.8444 3.874.243 -.15 1.9942 264 Fiya 3.478 4.559 5.4533-1.194 1.9995 -.9655 2.5851 264 Belirsizlik.3951.2571 3.693-1.9159 1.2445.1455 1.7715 264 Enflasyon oranı zaman serisinden enflasyon belirsizliği serisini elde emek amacıyla oluşurulan Üsel Genelleşirilmiş Ooregresif Koşullu Değişen Varyans (EGARCH) modeli için öncelikle ooregresif modeller 12 gecikmeye kadar ahmin edilmişir. En yüksek belirsizlik kasayısı (R 2,.5692) ve en düşük Schwarz Bilgi Krieri (SIC, 4.3698) gecikmeli Ooregresif (AR) modelinden elde edilmişir. Durbin Wason isaisiği de en düşük 1.9664 ile 12 gecikmede elde edilmişir. 12 gecikmeli AR modeli sonuçları enflasyon serisi için Tablo 2 de sunulmakadır. Bir sonraki aşamada enflasyon serisinde muhemel değişen varyans sorununun olup olmadığının sınanması gerekmekedir. Tablo 3 de görüldüğü üzere değişen varyans sorunu Harvey, Glejser ve Whie Tesi ile irdelenmişir. Enflasyon serisinde değişen varyans sorununun olmadığı hipoezi reddedilmekedir. Değişen varyans sorunu espi edildiken sonra, bu aşamada değişen varyans sorununu içeren modeller kullanılabilir. 71
Ooregresif Koşullu Değişen Varyans (ARCH) modelleri koşullu varyansı ahmin emeke kullanılabilmeke ve elde edilen koşullu varyans serileri belirsizlik ölçüü olarak ele alınabilmekedir. 3 ARCH modelleri daha sonraki yıllarda Genelleşirilmiş Ooregresif Koşullu Değişen Varyans (GARCH), Üsel Genelleşirilmiş Ooregresif Koşullu Değişen Varyans (EGARCH) veya bu modellerin kısmi enegre versiyonları olarak gelişirilmişir. GARCH modellerinden enflasyon belirsizliğini ölçmek için lieraürde sıklıkla yararlanılmakadır. Bu amaçla öncelikle enflasyon belirsizliği ölçülmüşür. Tsay (25, ünie 3) de koşullu değişen varyans modelleri ile ilgili bilgi sunulmakadır. Berümen ve Şahin (21), Berümen, Şahin ve Köse (21) ve Şahin (213) çalışmalarını akiben enflasyon belirsizliği EGARCH yönemiyle elde edilmişir. Şahin (213) ü akiben belirsizlik serileri Ooregresif Koşullu Değişen Varyans yönemleriyle hesaplanmışır. 3 Burada enflasyon belirsizliği yalnızca koşullu değişen varyans modelleri ile ahmin edilmek zorunda değildir. Örneğin enflasyon bekleni ankeinden elde edilecek beklenilerin varyansı da enflasyon belirsizliğini ölçmek için kullanılabilir. Ancak Türkiye de veri seinin kısılı olması enflasyon belirsizliğinin EGARCH ile modellenmesini zorunlu kılmışır. 72
Tablo 2. Enflasyon Ooregresif Model Tahmin Sonuçları 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 11 12 Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme Gecikme C.9555 ***.8283 ***.7294 ***.6591 ***.4479 **.34 *.3467 *.3279 *.2252.2124.173.118 [.] [.] [.3] [.13] [.246] [.849] [.826] [.145] [.2546] [.287] [.3941] [.5996] Enf-1.6436 ***.562 ***.5452 ***.5347 ***.567 ***.4457 ***.4512 ***.459 ***.4379 ***.4274 ***.4232 ***.3983 *** [.] [.] [.] [.] [.] [.] [.] [.] [.] [.] [.] [.] Enf-2.135.663.64 **.416.556.571.52.581.65.339.33 [.31] [.337] [.3826] [.532] [.393] [.396] [.4612] [.387] [.3636] [.6178] [.6154] Enf-3.1146 **.641.47.377.364.262 -.2 -.183 -.11 -.682 [.596] [.3543] [.4786] [.5621] [.5774] [.6941] [.7631] [.7826] [.8784] [.2993] Enf-4.916 -.71 -.84 -.797 -.762 -.1271 ** -.1333 ** -.1271 ** -.1126 * [.1343] [.298] [.2173] [.2231] [.2463] [.512] [.462] [.567] [.88] Enf-5.2991 ***.1951 ***.197 ***.1957 ***.2138 ***.246 ***.178 ***.1837 *** [.] [.3] [.29] [.31] [.9] [.2] [.82] [.48] Enf-6.299 ***.2161 ***.2146 ***.297 ***.2146 ***.195 ***.1596 ** [.6] [.13] [.15] [.14] [.12] [.46] [.155] Enf-7 -.181 -.385 -.478 -.462 -.36 -.796 [.7695] [.577] [.477] [.487] [.6462] [.225] Enf-8.419 -.691 -.76 -.675 -.364 [.5] [.2964] [.2891] [.394] [.5721] Enf-9.2396 ***.2225 ***.2144 ***.2223 *** [.1] [.9] [.14] [.6] Enf-1.368 -.144 -.17 [.5558] [.837] [.7953] Enf-11.129 *.213 [.531] [.7445] Enf-12.2188 *** [.4] R 2.4152.4252.4326.437.4868.519.518.5111.5389.5368.543.5692 DW 2.1656 2.291 2.24 2.535 2.1168 1.9862 1.9977 2.177 2.179 2.58 2.214 1.9664 SCI 4.4413 4.4479 4.4591 4.475 4.446 4.3813 4.449 4.4271 4.3871 4.417 4.4213 4.3698 No: ***, ** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeyinde anlamlılık düzeyini gösermekedir. Köşeli paranez içinde p- değerleri yer almakadır. Şahin ve Ülke Cenral Bank Review 15(1):65-93 73
Tablo 3. Enflasyon Serisi Değişen Varyans Sorununa İlişkin Tes Sonuçları, F- İsaisikleri Hipoezler Enflasyon Belirsizliği Harvey Tesi 5.111*** H o: Değişen varyans sorunu yokur [.] H a: Değişen varyans sorunu vardır. Glejser Tesi 3.6573*** H o: Değişen varyans sorunu yokur [.] H a: Değişen varyans sorunu vardır. Whie Tesi 2.9191*** H o: Değişen varyans sorunu yokur [.] H a: Değişen varyans sorunu vardır. Nolar: ***, ** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeyinde anlamlılık düzeyini gösermekedir. p- değerleri köşeli paranez içinde verilmişir. Enders (21, s.131) i akiben aşağıdaki (1) (3) EGARCH belirimleri ahmin edilmişir. Enf Enf Enf Enf Enf Enf Enf 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 6 6 7Enf 7 8Enf 8 9Enf 9 1Enf 1 11Enf 11 12Enf 12 h 2 v (1) (2) 1 1 log( h ) 1 2 3h 1 4h 2 (3) h h 1 1 Belirsizlik serisini elde emek amacıyla ooregresif gecikme sayısı 26 farklı ARCH ve GARCH p ve q sırasına sahip modeller ahmin edilmişir. En küçük SCI (3.5911) değerine sahip ooregresif koşullu değişen varyans belirimi Model 16 arafından belirlenmişir (Tablo 4). Model 12 de EGARCH belirimi yer almaka olup, ooregresif gecikme sayısı 12, ARCH sırası 1, GARCH sırası 1 ve eşik sırası 1 dir. SBC ile p ve q gecikme değerlerinin belirlenmesi yönemi Bredin, Elden ve Founas (29) ile uarlıdır. ARCH (1, 2, Thr=1, GED, EGARCH, Backcas=.7, Deriv=AA) 12 gecikmeli oralama eşiliği kullanılmışır. Tablo 5 de sonuçlar yer almakadır. Eşilik 3 ün sol arafı koşullu varyansın logarimik değeridir. Burada 2 sıfır hipoezi ile kaldıraç ekisi es edilebilmekedir. 2 değilse diğer bir ifadeyle sıfırdan farklıysa asimerik eki söz konusudur. Böyle bir durumda, enflasyon belirsizliğine gelen negaif ve poziif şokların ekisi aynı değildir. Eğer 2 sıfır ile eksi bir arasında yer alıyorsa, poziif sürpriz 74
şokların ekisi negaif sürpriz şoklara göre daha azdır. Eğer 2 birden büyük ise, poziif sürpriz şoklar belirsizliği azalırken, negaif sürpriz şoklar ise belirsizlik düzeyini arırmakadır (Berümen, Dinçer ve Musafaoğlu, 211). Tablo 5 de EGARCH modeli sonuçları incelendiğinde kaldıraç ekisi kendini gösermeke ve enflasyon belirsizliği serisindeki simerik eki varsayımı reddedilebilmekedir. GARCH (p, q) ile ifade edilen sisemde, ARCH eriminin gecikme değeri q ile ve GARCH ekisinin gecikme değeri de p ile göserilmekedir. Ljung-Box isaisiği serisel korelasyonun ookorelasyon probleminin olmadığına işare emekedir (Tablo 6). Grafik 2. Enflasyon Belirsizliği Serisi 24 2 16 12 8 4 92 94 96 98 2 4 6 8 1 12 Çalışmada faiz şokunun farklı enflasyon belirsizliği düzeylerinde makroekonomik değişkenler üzerine ekisini gösermek için ekileşimli vekör ooregresif modeli (IVAR) kullanılmışır. IVAR modeli Towbin ve Weber (213) in uyguladıkları ekileşimli panel VAR yönemi (IPVAR) modifiye edilerek Berümen, Doğan ve Şahin (213) çalışmasında IVAR olarak kullanılmışır. Bu çalışmada Berümen, Doğan ve Şahin (213) çalışmasındaki model amamen farklı bir araşırma sorusu için uygulanmakadır. Çalışmada yüksek ve düşük enflasyon belirsizlik düzeyleri ile beraber faiz oranındaki arışa karşılık makroekonomik değişkenlerin epkisi ölçülmekedir. 4 4 Makalede farklı bir VAR ürünün kullanılmasının bir akım sebepleri vardır ve çalışmalarda bu durumun yaygınlaşığı görülmekedir. Lieraürde para poliikasının ekilerini farklı TVAR, STVAR veya FAVAR vekör ooregresif yönemlerle inceleyen pek çok çalışma bulunmakadır. Örneğin Munir ve Qayyum (214), Bernanke, Boivin ve Eliasz (25) yi akiben FAVAR yönemiyle Pakisan ekonomisi için 1992: 1-21: 12 aylık veri seiyle ahminde bulunmaka ve geleneksel VAR yönemine göre daha iyi sonuç verdiği belirilmekedir. Faiz oranları arınca fiyalar ve çıkı azalmaka ve fiyalardaki azalma daha fazla olmakadır. 75
Tablo 4. Belirsizlik Değişkeni için Model Seçim Sonuçları Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 Model 1 Model 11 Model 12 Model 13 ARCH 1 2 3 4 1 1 1 2 2 3 3 1 2 GARCH 1 1 1 1 2 3 4 2 3 2 3 1 1 EGARCH Eve Eve Eşik Sırası 1 1 Gecikmeler 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 Haa Dağılımı Normal Normal Normal Normal Normal Normal Normal Normal Normal Normal Normal GED GED R 2.529.5379.5391.548.5246.5282.5278.5367.5376.5391.5411.5234.5536 Regresyon Sd. Haası 2.44 2.8 2.93 2.97 2.367 2.329 2.381 2.145 2.168 2.135 2.132 2.433 1.9815 Log olabilirlik - 462.5731-457.913-45.6752-454.965-461.7364-454.1864-454.1961-455.4975-45.5634-45.8934-451.444-43.555-446.344 Schwarz Krieri 3.8422 3.828 3.7943 3.8479 3.857 3.829 3.8421 3.839 3.8146 3.8171 3.8424 3.6415 3.783 Durbin Wason 1.8328 1.9523 2.29 1.9795 1.8876 1.92 1.8854 1.9537 1.866 1.9623 1.9726 1.81 2.1427 Model 14 Model 15 Model 16 Model 17 Model 18 Model 19 Model 2 Model 21 Model 22 Model 23 Model 24 Model 25 Model 26 ARCH 3 4 1 1 1 2 2 3 3 2 1 2 1 GARCH 1 1 2 3 4 2 3 2 2 3 1 1 2 EGARCH Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eve Eşik Sıası 1 1 1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 2 Gecikmeler 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 Haa Dağılımı GED GED GED GED GED GED GED GED GED GED GED GED GED R 2.5244.5537.5371.5316.537.5343.5368.5495.5375.5419.5258.5474.5369 Regresyon Sd. Haası 2.494 1.9894 2.178 2.339 2.264 2.281 2.269 1.9989 2.294 2.196 2.424 1.9993 2.223 Log olabilirlik - 43.6586-439.4499-421.645-427.6458-422.2-419.9643-419.978-441.6951-419.628-415.5712-429.2689-444.9315-42.284 Schwarz Krieri 3.6849 3.7727 3.5911 3.6621 3.646 3.639 3.6251 3.7897 3.6434 3.6129 3.6533 3.7931 3.663 Durbin-Wason 1.7846 2.562 1.9679 1.8244 1.9485 1.923 1.9692 1.976 1.957 1.8752 1.8419 2.161 1.9561 Şahin ve Ülke Cenral Bank Review 15(1):65-93 76
Tablo 5. EGARCH Modeli Paramere Kesirim Sonuçları Oralama Eşiliği Kasayı p- değeri.1686*** [.2] Enf-1.4*** [.] Enf-2 -.51 [.2334] Enf-3.15 [.7237] Enf-4 -.691* [.94] Enf-5.723* [.894] Enf-6.983** [.142] Enf-7 -.1 [.8128] Enf-8.155 [.768] Enf-9.195 [.635] Enf-1.585 [.1766] Enf-11.755* [.53] Enf-12.2119*** [.] Varyans Eşiliği Kasayı p- değeri 1 2.543 [.3296] -.882 [.1937].3983*** [.] 3.39 [.2423 4.99*** [.] Ged parameresi 1.78*** [.] R 2.5371 Regresyon sd. haası 2.1786 Log olabilirlik -421.645 Schwarz krieri 3.5911 ARCH- LM (6).6493 [.696] ARCH-LM (8).5213 [.8399] ARCH-LM (12).6848 [.7655] No: ***, ** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeyinde anlamlılık düzeyini gösermekedir. p- değerleri köşeli paranez içinde verilmişir. ARCH-LM esi için F- isaisikleri yer almakadır Tablo 6. Korelogram İsaisikleri Sandar Haaların Korelogramı Sandar Haaların Karelerinin Korelogramı Q-isaisiği Olasılık Q-isaisiği Olasılık 1.442 [.525].4458 [.54] 6 2.1639 [.94] 4.899 [.558] 12 5.1914 [.951] 9.849 [.629] 18 13.794 [.742] 1.392 [.918] 24 21.772 [.593] 23.146 [.511] 3 26.83 [.634] 25.52 [.722] 36 44.254 [.162] 25.863 [.894] No: ***, ** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeyinde anlamlılık düzeyini gösermekedir. p- değerleri köşeli paranez içinde verilmişir. 77
Munir ve Qayyum (214) da seriler yüksek varyansa sahipse, model varyansının doğrusallığı ve isikrarının sağlanması anlamında logarimik dönüşümün uygulanması avsiye edilmekedir. Bu sebeple IVAR modelinde mevsimselliği gözemek amacıyla 11 ane aylık kukla değişkeni ve Türkiye'deki finansal krizler için ise 1994:3, 1994:5, 2:12 ve 21:2 kukla değişkenleri kullanılmışır. IVAR modeli = 1, 2,...,264 olmak üzere şu şekilde yazılabilir: A Y C B X AY B X Y u (4) 1 1 1 1 Eşilik 4 de gecikme değeri Schwarz bilgi krierine göre 1 seçilmişir. Modeldeki içsel değişken sayısı dörür ve aşağıda açıklanacağı gibi 4x1 uzunluğundaki Y vekörü içinde göserilmekedir. A burada 4x4 al üçgen marisidir. C 4x1 uzunluğunda sabi erim vekörüdür. B ekileşim erimi kasayısıdır. A 1 içsel değişkenlerden oluşan kasayı marisidir. B 1 ekileşim erimi ile içsel değişkenler arasındaki dinamik ekiyi göseren 4x4 uzunluğunda kasayı marisidir. X burada ekileişim erimidir ve enflasyon belirsizliğini simgelemekedir. Ekileşim eriminin içsel değişkenler üzerindeki dinamik ekisini X Y -1 gösermekedir. Kalınılar 4x1 vekörü u ile gösermekedir. IVAR modeli ahmin edildiken sonra elde edilen kalınılar ile eki epki fonksiyonları oluşurulmuşur. Eki epki fonksiyonları Cholesky yönemi ile elde edilmişir. Cholesky yöneminde değişken sıralaması önem aşıdığı için, içsel değişkenler IVAR modelinde dışsaldan içsele doğru sıralanarak yapılmışır. Değişken sıralaması da Faiz, Döviz, Fiya ve Gelir biçiminde belirlenmişir. 5 Tablo F1 de de bu sıralamayı desekler nielike Granger nedensellik, blok dışsallık esi sonuçları sunulmakadır. Döviz ve fiya değişkenlerinden faiz oranına bir nedensellik söz konusudur. Dolayısıyla faiz oranının bu değişkenlerden ekilendiği kabul edilmekedir. Ayrıca değişken sıralaması Berümen, Togay ve Şahin (211) ve Kamin ve Rogers (2, Model 1) ile de uarlılık gösermekedir. İçsellik ve dışsallık arışmaları ile ilgili Chrisiano, Eichenbaum ve Evans (1999) ve Brooks (28, s. 32-312) incelenebilir. Eki epki grafiklerinde %95 güven aralıkları oluşurmak için 1 ekrarlı boosrap yönemi kullanılmışır 6. Yüksek ve düşük enflasyon belirsizliği ekisini gözlemleyebilmek için yüzdelik analizi kullanılmakadır. Enflasyon belirsizlik serisinin yüzdelik 1 değeri düşük ve yüzdelik 9 değeri ise yüksek enflasyon belirsizlik değerini gösermek amacıyla kullanılmışır. 5 Yüksek ve düşük enflasyon belirsizliği düzeylerinde faiz oranı şokuna makroekonomik değişkenlerin epkisi, Faiz-Döviz-Gelir-Fiya sıralaması kullanıldığında değişmemekedir. 6 Towbin ve Weber, 211 bu konudaki açıklamalar için incelenebilir. 78
4. Bulgular ve Değerlendirme IVAR modelinde serilerin durağanlık şarının sağlanması gerekmekedir (Towbin ve Weber, 213). Bu varsayımı sınamak amacıyla birim kök esleri uygulanmışır. Tablo 7 de Augmened Dickey-Fuller (ADF) ve Phillips-Perron (PP) birim kök esleri sonuçları yer almakadır. Tes sonuçlarına göre serilerin durağan olduğu görülmekedir. Tablo 7. Birim Kök Tesi Sonuçları Sabili Sabi ve Trendli Değişkenler ADF PP ADF PP Faiz -1.9174-5.7925 *** -5.7925 *** -15.5137 *** Döviz -3.2543 ** -2.3877-1.9416-2.5887 Gelir -1.1836-1.7294-4.8217 *** -11.1556 *** Fiya -3.1264 ** -2.1453-1.5971-3.5967 ** Belirsizlik -1.2377-8.912 *** -2.6185-14.2229 *** No: ***, ** ve * sırasıyla %1, %5 ve %1 düzeyinde anlamlılık düzeyini gösermekedir. Kriik değerler (MacKinnon, 1996) ek araflı p-değerleri kullanılmışır. Faiz harici üm değişkenlerin doğal logariması alınmışır. Grafik 3 de IVAR eki epki fonksiyonları sunulmakadır. Birinci saırdaki grafikler düşük belirsizlik durumunu ve ikinci saırdaki grafikler de yüksek belirsizlik durumunu gösermekedir. Tablo 8 de ise düşük ve yüksek enflasyon belirsizliği durumundaki eki epkilerin rakamsal değerleri dönemler iibarıyla sunulmakadır. Faiz oranının faiz oranındaki arışa epkisi beklendiği gibidir ve elasik şekil değişimi olarak isimlendirilebilir. Faiz oranının döviz kuru üzerindeki azalıcı ekisi, düşük enflasyon belirsizliği durumunda, yüksek enflasyon belirsizliği durumuna göre daha ekindir. Tablo 8 de görüldüğü üzere, düşük belirsizlik durumunda faiz oranının döviz kuruna ekisi ilk 3 ayda, yüksek belirsizlik durumuna göre daha büyük iken, 4 ncü aydan sonra, yüksek enflasyon belirsizlik durumunda, faiz oranının döviz kuru üzerindeki ekisi azalmakadır. Faiz oranındaki arış, düşük ve yüksek enflasyon belirsizliği durumlarında gelir düzeyini azalmakadır. Faiz oranının, düşük enflasyon belirsizliği durumunda, yüksek enflasyon belirsizliği durumuna göre gelir düzeyi üzerindeki ekisi daha fazladır. Yüksek enflasyon belirsizliği durumundaki eki ve akma nokası 3 ncü aydan sonra belirgin biçimde azalmaya başlamakadır. Faiz oranı yükseldiğinde, fiyalar ve gelir azalmakadır. Elde edilen bu sonuçlar Munir ve Qayyum (214) ile uarlıdır. Faiz oranındaki arış, daralıcı para poliikası çerçevesinde değerlendirilmeke ve üreim, fiyalar, döviz kuru üzerindeki ekisi beklenildiği gibi negaifir. Ek A, B1 ve C de yer alan geleneksel VAR 79
sonuçları da bu durumu eyi emekedir. Enflasyon belirsizliğindeki arış fiyaları arırmaka, döviz kurunu yükselmeke ve geliri azalmakadır. Elde edilen sonuçlarda beklenmedik ikisadi paradoksların gözlenmemesi bulguların ikisadi eorilere göre sağlıklı olduğunu oraya koymakadır. Ayrıca lieraürdeki çalışmalar da elde edilen bulguları deseklemekedir. Örneğin Huizinga (1993) 1954-1989 ABD çeyrek dönem verisi ile yapığı analizinde, enflasyon belirsizliğinin faiz oranını ekileyebileceğini ve zamanlar arası karar almayı değişirebileceğini belirmekedir. Bu sebeple de ona göre yaırım projelerinin ne bugünkü değeri konusunda belirsizlik aracağı için yaırım kararları erelenebilmekedir. Chan (1994) a göre de enflasyon belirsizliği risk primi kanalıyla faiz oranlarında bir arışa yol açabilir. Bu gözlem eke yer alan geleneksel VAR analizi sonuçlarıyla uarlıdır. Ekileşim erimi düşük enflasyon belirsizliği olarak alındığında, faiz oranındaki arış; döviz kurunu, fiya düzeyini ve gelir düzeyini azalmakadır. Faiz oranındaki arışın ekisi, enflasyon belirsizliğinin yükselici ekisi ile sınırlanmakadır. Ekileşim erimi olarak yüksek enflasyon belirsizliği alındığında da faiz oranındaki arış döviz kurunu, fiya düzeyini ve gelir düzeyini azalmakadır. Ancak faiz oranındaki arışın ekileşim erimi ile beraber makroekonomik değişler üzerindeki dinamik ekisi, düşük enflasyon belirsizliği durumunda, yüksek enflasyon belirsizliği durumuna göre daha ekin olduğu gözlenmişir. Tablo 8. Enflasyon Belirsizliği Düzeyine Bağlı Olarak Değişkenlerin Faiz Şokuna Tepkisi Faiz Fiya Dönem Düşük Yüksek Fark Düşük Yüksek Fark 1 1. 1.. -.174 -.135.39 2.584.1443 -.4361 -.71.14.84 3.397.44 -.3863 -.24.37.6 4.341 -.191 -.3232 -.2.39.41 5.2639 -.228 -.2867.9.38.29 6.2445 -.227 -.2673.14.36.22 Döviz Gelir Dönem Düşük Yüksek Fark Düşük Yüksek Fark 1 -.136 -.11.35 -.258 -.174.84 2 -.25.19.44 -.25 -.4.246 3.25.37.12 -.239.2.259 4.48.39 -.1 -.229.22.25 5.59.38 -.22 -.22.2.24 6.65.36 -.29 -.213.18.231 8
Çalışma bulgularının sağlamlığını sınamak açısından veri sei 23 öncesi ve sonrası olmak üzere iki ayrı döneme ayrılmışır. 23 öncesi dönem için sonuçlar Grafik B2 de sunulmakadır. 23 sonrası eki epki fonksiyonları ise Grafik B3 de yer almakadır. Türkiye de göreli düşük enflasyon oramına geçildiği 23 sonrası dönem, örük enflasyon rejiminin uygulandığı döneme denk gelmekedir. Enflasyon hedeflemesi rejimine geçilmesi sonrası elde edilen eki epki fonksiyonları ile düşük enflasyon belirsizliği eki epki fonksiyonları örüşmeke ve benzer bulgulara işare emekedir. Yüksek enflasyon belirsizliği durumunda elde edilen eki epki fonksiyonları da 23 öncesi eki epki fonksiyonları ile birbirini desekler sonuçlar vermekedir. Grafik 3. Yüksek ve Düşük Enflasyon Belirsiz Düzeylerinde Faiz Oranının Makroekonomik Değişkenler Üzerine Ekisi: Faiz-Döviz-Fiya-Gelir Sıralaması, Şuba, 1992 Ocak, 214 Düşük -1.1349 Faiz 1.5 1.5 Döviz.1.5 -.5 -.1 -.15 -.2 -.25.1 -.1 -.2 Fiya -.3 Gelir.2 -.2 -.4 Yüksek 2.82 Faiz 1.5 1.5 Döviz.1.5 -.5 -.1 -.15 -.2 -.25.1 -.1 -.2 Fiya -.3 Gelir.2 -.2 -.4 5. Sonuç Çalışmada elde edilen sonuçlar, düşük enflasyon belirsizliği durumunda daralıcı para poliikası uygulamasının reel ve nominal değişkenler üzerindeki ekinliğinin arığını oraya koymakadır. Faiz oranındaki arışın gelir ve fiya düzeyi üzerindeki ekinliği enflasyon belirsizliğindeki arışı akiben kısılanmakadır. Belirsizlik ikisadi davranışları önemli ölçüde 81
ekilemekedir. Yüksek enflasyon belirsizliği durumu enflasyon arışına yol açabilir ve ükeiciler ileride mal ve hizme fiyalarının aracağı beklenisine girerek bugünkü ükeimini arırabilir. Üreici de fiya arışlarından yararlanmak için cari maliye ve üreim fonksiyonu kalıbı içinde üreimini arırabilir. Düşük enflasyon belirsizliği ise enflasyon oranının azalmasına ve dirençli fiya azalışları olarak adlandırılan deflasyona yol açabilir. Düşük enflasyon belirsizliği durumunda merkez bankasının faiz arışı, ükeici ve üreici cephelerindeki fiyalama davranışlarını, yüksek enflasyon belirsizliğine göre değişirecekir. Çünkü enflasyon oranının uzun dönem oralamasının sabi olması ancak kısa dönemlerde sabi olmayan yüksek oralama dalgalanmaları gösermesi, ikisadi karar alma sürecini zorlaşırmakadır. Enflasyon hedeflemesi çerçevesinde, kısa dönemli yüksek enflasyon dalgalanmalarının geçici olduğu yönünde hanehalkı ve firmaların bir algısı oluşabilir. Bu durumda faiz oranının ekinliği de aracakır. Ancak enflasyonis şokların kalıcı olduğu yönünde hanehalkı ve firmaların bir kanaai oluşursa, faiz oranından sinyal çıkarmaları zorlaşacakır ve faiz oranına olan duyarlılıkları zayıflayacakır. Bu sebeple merkez bankalarının şeffaflık poliikası, enflasyon hedeflemesi rejimi ve güçlü ileişim kanalları ile enflasyonun bir paika içinde hareke edeceğine dair hanehalkı ve firmaları bilgilendirmesi para poliikasının ekinliği açısından önem aşımakadır. Kaynakça ALTUĞ, Sumru ve ÇAKMAKLI, Cem. 214. Inflaion Targeing and Inflaion Expecaions: Evidence for Brazil and Turkey ERF Working Paper No. 1413, April: 1-38. BAKER, Sco, BLOOM, Nicholas, DAVIS, Seven J. 213. Measuring Economic Policy Uncerainy Chicago Booh Research Paper, Vol. 13, No. 12:1-48. BASHAR, Omar, WADUD, İ.K.M, HUSON, Ahmed Ali. 213. Oil Price Uncerainy, Moneary Policy and he Macroeconomy: The Canadian Perspecive Economic Modelling, Vol. 35: 249-259. BERNANKE, BS., BOIVIN, J., ELIASZ, PS. 25. Measuring he Effecs of Moneary Policy: A Facor Augmened Vecor Auoregressive (FAVA) Approach Quarerly Journal of Economics, 12: 387-422. BERUMENT, Hakan, ŞAHİN, A., DOGAN, Burak. 213. Effeciveness of he Reserve Opion Mechanism as a Macroeconomic Prudenial Tool: Evidence from Turkey mimeo. BERUMENT, Hakan ve ŞAHİN, Afşin. 21. Seasonaliy in Inflaion Volailiy: Evidence from Turkey Journal of Applied Economics, Vol. 13, No. 1: 39-65. BERUMENT, Hakan, TOGAY, Selahain ve ŞAHİN, Afşin. 211. An Idenificaion of Moneary Policy Disurbances Using Non-Borrowed Reserves for a Small Open Economy: Turkey Open Economies Review, Vol. 22, No. 4: 649-667. BERUMENT, Hakan, ŞAHİN, Afşin ve KÖSE, Nezir. 21. Seasonal Paerns of Inflaion Uncerainy for he US Economy: an EGARCH Model Resuls, IUP Journal of Moneary Economics, Vol. 8, No. 2: 7-22. 82
BERUMENT, Hakan, YALÇIN, Yeliz, YILDIRIM, Jülide. 211. The Inflaion and Inflaion Uncerainy Relaionship for Turkey: A Dynamic Framework Empirical Economics, 41: 293-39. BERUMENT, Hakan, DİNÇER, Nergiz ve MUSTAFAOĞLU, Zafer. 211. Toal Facor Produciviy and Macroeconomic Insabiliy The Journal of Inernaional Trade and Economic Developmen, 2(5): 65-629. BHAR, Ramprasad ve MALLIK, Girijasankar. 213. Inflaion Uncerainy, Growh Uncerainy, Oil Prices and Oupu Growh in he UK Empirical Economics, 45: 1333-135. BLOOM, Nicholas. 29. The Impac of Uncerainy Shocks Economerica, 77(3): 623-685. BREDIN, Don, ELDER, John, FOUNTAS, Silianos. 29. Macroeconomic Uncerainy and Performance in Asian Counries Review of Developmen Economic, 13(2): 215-229. BROOKS, Chris. 28. Inroducory Economerics for Finance, Cambridge Universiy Press. Second Ediion, USA, CHAN, Louis K.C. 1994. Consumpion, Inflaion Risk, Real Ineres Raes: An Empirical Analysis The Journal of Business, 67(1): 69-96. CHANG, Kuang-Liang ve He, Chi-Wei. 21. Does he Magniude of he Effec of Inflaion Uncerainy on Oupu Growh Depend on he Level of Inflaion The Mancheser School, Vol. 78, No. 2: 126-148. CHRISTIANO, J. Lawrence, EICHENBAUM, Chrisiano and EVANS, Charles L. 1999. Moneary Policy Shocks: Wha Have We Learned and o Wha End? İçinde: J.B. Taylor and M. Woodford (Ed.) Handbook of Macroeconomics, Vol. 1, Par A: 65-148. COLOMBO, Valenina. 213. Economic Policy Uncerainy in he US: Does i Maer for he Euro Area? Economic Leers, 121: 39-42. CUKIERMAN, Alex ve MELTZER, Alan. 1986. A Theory of Ambiguiy, Credibiliy and Inflaion under Discreion and Asymmeric Informaion Economerica, 54: 199-1128. DAVIS, George ve KANAGO, Bryce. 1996. On Measuring he Effec of Inflaion Uncerainy on Real GNP Growh, Oxford Economic Papers, Vol. 48: 163-175. DOTSEY, Michael ve SARTE, Pierre-Daniel. 2. Inflaion Uncerainy and Growh in a Cash-in-Advance Economy Journal of Moneary Economics, 45: 631-655. ELDER, John. 24. Anoher Perspecive on he Effecs of Inflaion Uncerainy Journal of Money, Credi and Banking, Vol. 36, No. 5: 911-928. ENDERS, Walers. 21. Applied Time Series Analysis, Wiley Publicaions, 3rd Ediion, USA. FISCHER, Sanley. 1993. The Role of Macroeconomic Facors in Growh Journal of Moneary Economics, Vol. 32, No. 3: 485-512. FRANTA, Michal, HORVATH, Roman ve RUSNAK, Marek. 214. Evaluaing Changes in he Moneary Transmission Mechanism in he Czech Republic Empirical Economics, 46: 827-842. FRIEDMAN, Milon. 1977. Nobel Lecure: Inflaion and Unemploymen Journal of Poliical Economy, 85: 451-472. GRIER, Kevin B., HENRY, Olan T., OLEKALNS, Nilss, SHIELDS, Kalvinder. 24. The Asymmeric Effecs of Uncerainy on Inflaion and Oupu Growh Journal of Applied Economerics, Vol. 19: 551-565. HASANOV, Mübariz. 28. Enflasyon Belirsizliğinin Üreim Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Doğuş Üniversiesi Dergisi, 9(2): 191-26. HEIDARI, Hassan, KATIRCIOĞLU, Salih Turan, BASHIRI, Sahar. 213. Inflaion, Inflaion Uncerainy and Growh in he Iranian Economy: An Applicaion of BGARCH- 83
M Model wih BEKK Approach Journal of Business Economics and Managemen, 14(5): 819-832. HIGGINS, Mahew L. ve MAJIN, Shohreh. 29. Inflaion Uncerainy and Money Demand Applied Economics Leers, 16: 1323-1328. HOLLAND, Seven. 1986. Wage Indexaion and he Effec of Inflaion Uncerainy on Employmen: An Empirical Analysis American Economic Review, Vol. 76, No. 1: 235-243. HUIZINGA, John. 1993. Inflaion Uncerainy, Relaive Price Uncerainy and Invesmen in US Manufacuring Journal of Money, Credi and Banking, 25(3): 521-549. KAMIN, Seve B. ve JOGERS, John H. 2. Oupu and Real Exchange Rae in Developing Counries: An Applicaion o Mexio Journal of Developmen Economics, Vol. 61, No. 1: 85-19. MUNIR, Kashif ve QAYYUM, Abdul. 214. Measuring he Effecs of Moneary Policy in Pakisan: A Facor Augmened Vecor Auoregressive Approach Empirical Economics, 46: 843-864. ODUNCU, Arif, ERMİŞOĞLU, Ergun ve AKÇELİK, Yasin. 213. Merkez Bankasının Yeni Ensrümanı Rezerv Opsiyon Mekanizması ve Kur Oynaklığı Bankacılar Dergisi, 86: 43-52. OMAY, Tolga ve HASANOV, Mübariz. 21. The Effecs of Inflaion Uncerainy on Ineres Raes: A Nonlinear Approach Applied Economics, Vol. 42: 2941-2955. PRIMICERI, G. 25. Time Varying Srucural Vecor Auoregressions and Moneary Policy Review of Economic Sudies, 72: 821-852. RATTI, Ronald A. 1985. The Effecs of Inflaion Surprises and Uncerainy on Real Wages The Review of Economics and Saisics, Vol. 67, No. 2: 39-314. SERLETIS, Aposolos ve RAHMAN, Sajjadur. 29. The Oupu Effecs of Money Growh Uncerainy: Evidence from a Mulivariae GARCH in Mean VAR Open Economics Review, 2: 67-63. ŞAHİN, Afşin. 213. Yumuşak Geçişli Bağlaşım Modeli ile Enflasyon Belirsizliği Alında Para Talebi Fonksiyonunun Tahmini, Gazi Üniversiesi Bilimsel Araşırma Projesi, ISBN: 978-65-8641--, Ankara. TAS, Bedri Kamil Onur ve ERTUGRUL, Hasan Mura. 213. Effec of Inflaion Targeing on Inflaion Uncerainy: A SWARCH Analysis The Ausralian Economic Review, Vol. 46, No. 4: 444-459. TOWBIN, Pascal ve WEBER, Sebasian. 213. Limis of Floaing Exchange Raes: The Role of Foreign Currency Deb and Impor Srucure Journal of Developmen Economics, Vol. 11, No. 1: 179 11. TOWBIN, Pascal ve WEBER, Sebasian. 211. A Guide o he Malab Toolbox for Ineraced Panel VAR esimaions (IPVAR), December: 1-17, USA. TSAY, Ruey S. 25. Analysis of Financial Time Series. Wiley-Inerscience, School Ediion, Canada. WILLIAMS, Noah (212). Moneary Policy Under Financial Uncerainy, Journal of Moneary Economics, 59: 449-465. YAZGAN, Ege M. ve YILMAZKUDAY, Hakan. 214. High versus Low Inflaion: Implicaions for Price Level Convergence ERF Working Paper No. 1412, March: 1-28. YOON, Kyung Hwan ve RATTI, Ronald A. 211. Energy Price Uncerainy, Energy Inensiy and Firm Invesmen Energy Economics, 33: 67-78. 84
Ek A. Tablo A1. Veri Seine İlişkin Açıklamalar Değişken Tanım Kod Kaynak Yıllar Faiz Ocak 2 arihi öncesinde Gerçekleşen Basi Faiz Oranı, Ağırlıklı Oralama, Yüzde Değişim, Bir Gecelik ve Ocak 2 sonrasında ise Faiz serisi olarak BIST faiz oranı kullanılmışır. Ocak 2 öncesi: TP.PY.P6.ON.1: (ON) Ağırlıklı Oralama Faiz Oranı TCMB, EVDS ve BIST Ocak, 1991 Ocak, 214 Döviz ABD Doları Saış Kuru TP.DK.USD.S.YTL.1: (USD) TCMB, EVDS Ocak, 1991 Ocak, 214 Gelir Toplam Sanayi Üreim Endeksi (21=1) kullanılmışır. 1991/1-2/4, 2/5-24/12, 25/1-213/12. 25 yılı öncesi için: TP.UR4.U1 ve TP.TSY1 ve 25 yılı sonrası için: TP.N2SY1 kullanılmışır. TCMB, EVDS Ocak, 1991 Ocak, 214 Fiya 23 yılı öncesinde: 23 yılı öncesinde Tükeici Fiya TP.FG.A1 ve Endeksi (1987=1), Genel ve 23 yılı sonrası 23 sonrası için Tükeici Fiya için TP.FG.J: Endeksi (23=1) Kullanılmışır..GENEL kullanılmışır. TCMB, EVDS Ocak, 1991 Ocak, 214 Enflasyon Belirsizliği EGARCH (1,1), Asimeri derecesi: 1 beliriminden elde edilmişir. Fiya serisinden elde edilen enflasyon rakamları ile hesaplanmışır. TCMB, EVDS Ocak, 1991 Ocak, 214 85
Ek B1. Geleneksel VAR Sonuçları: Faiz Oranındaki Arışın Makroekonomik Değişkenlere Ekisi Şuba, 1992 - Ocak, 214 Dönemi Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Faiz Döviz 8.1 6.5 4. 2 -.5-2 -.1 Fiya Gelir.8.5.4.. -.5 -.1 -.4 -.15 -.8 -.2 -.12 -.25 Nolar: Kukla değişken ile yapısal kırılmalar düzelilmişir. Seriler mevsimselliken kukla değişken ile arındırılmış ve VAR gecikme değeri 1 olarak seçilmişir. 86
Ek B2. Geleneksel VAR Sonuçları: Faiz Oranındaki Arışın Makroekonomik Değişkenlere Ekisi Şuba, 1992 - Aralık, 22 Dönemi Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Faiz Döviz 8.8 6.4 4. 2 -.4 -.8-2 -.12 Fiya Gelir.8.1.4.5.. -.5 -.4 -.1 -.8 -.15 -.12 -.2 Nolar: Kukla değişken ile yapısal kırılmalar düzelilmişir. Seriler mevsimselliken kukla değişken ile arındırılmış ve VAR gecikme değeri 1 olarak seçilmişir. 87
Ek B3. Geleneksel VAR Sonuçları: Faiz Oranındaki Arışın Makroekonomik Değişkenlere Ekisi Ocak, 23 - Ocak, 214 Dönemi Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Faiz Döviz 4. -.1 3 -.2 2 -.3 -.4 1 -.5 -.6 -.7 Fiya Gelir..1 -.2. -.4 -.1 -.6 -.2 -.8 Nolar: Kukla değişken ile yapısal kırılmalar düzelilmişir. Seriler mevsimselliken kukla değişken ile arındırılmış ve VAR gecikme değeri 1 olarak seçilmişir. 88
Ek C. Geleneksel VAR Sonuçları: Enflasyon Belirsizliğindeki Arışın Makroekonomik Değişkenlere Ekisi, Şuba, 1992 - Ocak, 214 Dönemi Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Enflasyon Belirsizliği Faiz 1. 1.8 8.6 6.4 4.2 2. Döviz Fiya.4.5.. -.4 -.5 -.8 -.1 -.12 -.15 -.16 -.2 Gelir. -.4 -.8 -.12 -.16 -.2 -.24 -.28 Nolar: Kukla değişken ile yapısal kırılmalar düzelilmişir. Seriler mevsimselliken kukla değişken ile arındırılmış ve VAR gecikme değeri 1 olarak seçilmişir. VAR da birinci sırada enflasyon belirsizliği yer almakadır. 89
Ek D. Geleneksel VAR Sonuçları: Faiz Oranındaki Arışın Makroekonomik Değişkenler ve Enflasyon Belirsizliğine Ekisi, Şuba, 1992 - Ocak, 214 Dönemi Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Enflasyon Belirsizliği Faiz.4 2.3 15.2 1.1 5. -.1-5 Döviz Fiya.2.2.1.1.. -.1 -.1 -.2 -.2 -.3 -.3 Gelir.1. -.1 -.2 -.3 -.4 Nolar: Kukla değişken ile yapısal kırılmalar düzelilmişir. Seriler mevsimselliken kukla değişken ile arındırılmış ve VAR gecikme değeri 1 olarak seçilmişir. 9
Ek E. IVAR Modeli Ayrınılı Sunumu Ekileşimli Vekör Ooregresif (IVAR) modeli genel sunumu Eşilik E1 de yer almakadır. Burada yapısal IVAR modeli kullanılmakadır ve ilgili eknik açıklamalar emel olarak Towbin ve Weber (211 ve 213) çalışmalarına dayanmakadır. L A Y C B X AY B X Y u l l l l l1 l1 L (E1) Eşiliğin her iki arafı al üçgen marisi A ın ersi indirgenmiş IVAR belirimine ulaşılmakadır (E2). 1 A L L 1 1 1 1 1 l 1 l l l1 l1 Y A C A B X A AY A B X Y A u ile çarpılarak (E2) 1 Eşilikeki haa erimi u A uve kasayılar indirgenmiş biçimde yeniden yazılırsa E3 elde edilir: L Y C B X ( A B X ) Y u (E3) l l l l1 Modelde Schwarz bilgi krieri yardımı ile gecikme değeri L=1 seçilmişir. Modeldeki içsel değişken sayısı dörür ve aşağıda açıklanacağı gibi 4x1 büyüklüğündeki Y vekörü içinde göserilmekedir. Sabi erim olan C de burada 4x1 büyüklüğünde bir vekördür. B ekileşim erimi kasayısını gösermekedir. X ekileşim erimi olan enflasyon belirsizliğini simgelemekedir. Ekileşim erimi, Eşilik 3 de içsel değişkenler kasayıları ile dinamik ekileşimdedir. A l içsel değişkenlerin kasayısı ve B l de dinamik ekileşim erimi kasayısıdır. Dinamik ekileşim sonucu oluşan içsel değişkenlerin kasayıları Al BlX ile göserilebilir. Eşilik E3 de göserilen indirgenmiş IVAR modeli, maris formunda C B X olmak üzere E4 deki gibi yazılabilir. Y vekörü Faiz, Döviz, Fiya ve Gelir değişkenlerinden oluşmakadır. İçsel değişkenlerin kasayılarını göseren Al BlX marisi, 4x4 büyüklüğündedir ve elemanlarından oluşmakadır. 91
Faiz Faiz 11 12 13 14 l, l, l, l, l 21 22 23 24 L Döviz l, l, l, l, Dövizl u 31 32 33 34 Fiya (E4) l 1 l, l, l, l, Fiya l 41 42 43 44 Gelir l, l, l, l, Gelir l Çalışmada kısısız IVAR belirimini benimsediğimiz için, modeldeki üm içsel değişkenler birbirinden ekilenmekedir. Model ahmin edildiken sonra geleneksel vekör ooregresif modelinde olduğu gibi elde edilen kalınılardan eki epki fonksiyonları çizilebilmekedir. Eki epki fonksiyonları, farklı ayrışırma yönemleri sonucu elde edilebilmekedir. Bu çalışmada Choleski yönemi benimsenmişir. İndirgenmiş IVAR öngörü haaları ( u ) ile yapısal şoklar ( ) arasındaki ilişki E5 deki gibi yazılmakadır (Choleski ayrışırma yönemi için Enders, 21, s. 327-329 incelenebilir). u 1 faiz faiz döviz 1 döviz u 21 fiya fiya u 1 31 32 gelir gelir u 1 41 42 43 (E5) Choleski ayrışırma yöneminde değişkenlerin sıralaması daha önce de beliriğimiz gibi maris içinde önem aşımakadır. Faiz oranına uygulanacak bir şok, kendisini ve eş anlı olarak diğer üm değişkenleri ekileyecekir. Dövize uygulanan bir şok, kendisini ve faiz oranı haricindeki diğer değişkenler olan fiya ve geliri eş anlı olarak ekilemekedir. Fiyaa uygulanan bir şok da benzer şekilde kendisini ve geliri eş anlı olarak ekilemekedir. Gelire uygulanan bir şok ise yalnızca kendisini ekilemekedir. 92
Ek F. IVAR Modeli Değişken Sıralaması Tablo F. Granger Nedensellik, Blok Dışsallık Wald Tesi Sıfır Hipoezi Ki-Kare İsaisiği Anlamlılık Gelir - Fiya Fiya - Gelir Faiz - Fiya Fiya - Faiz Döviz - Fiya Fiya - Döviz Faiz - Gelir Gelir - Faiz Döviz - Gelir Gelir - Döviz Döviz - Faiz Faiz - Döviz.221 [.639] 25.2194 *** [.] 123.7235 *** [.] 35.9329 *** [.] 23.7627 *** [.] 28.7786 *** [.] 4.678 ** [.318].2715 [.623] 21.914 *** [.].1719 [.6784] 29.148 *** [.] 114.5515 *** [.] No: ***, ** ve * sırasıyla sıfır hipoez olan nedenseli değildir sıfır hipoezinin %1, %5 ve %1 anlamlılık düzeyinde reddedildiğini gösermekedir. 93