95 İ.Ü. Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi No:39 (Ekim 2008) TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfein ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** Öze Para poliikası kararlarındaki değişikliklerin reel değişkenlerin yanı sıra fiya seviyesini ekileme süreci, parasal akarım kavramı ile ifade edilir. Faiz oranı kanalı, varlık fiyaları kanalı, döviz kuru kanalı, kredi kanalı ve bekleni kanalı başlıca akarım kanallarıdır. Uluslararası enegrasyon ve ekonomilerin dışa açıklık derecelerinin arması döviz kuru kanalının önemini göreli olarak arırmışır. Açık ekonomilerde para poliikası kararlarındaki bir değişiklik, döviz kuru kanalı ile hem hasıla hem de fiya seviyesini ekilemekedir. Bu çalışmada döviz kuru kanalının işleyişi Türkiye özelinde incelenmekedir. Bu amaçla 1995:1 2006:12 dönemine ilişkin aylık veriler VAR meodolojisi ile es edilmişir. Elde edilen bulgulara göre, Türkiye de döviz kuru kanalı işlemekedir. Anahar Kelimeler: Parasal Akarım Kanalları, Döviz Kuru Kanalı, VAR Modeli, Para Poliikası. Exchange Rae Channel in Turkey: An Analysis wih VAR Model Absrac The concep of moneary ransmission mechanism refers o he process in which changes in he moneary policy decisions affec oupu and price level. A change in moneary policy decisions affec he economy hrough moneary ransmission channels. The ineres rae channel, he asse prices channel, he exchange rae channel, he credi channel and expecaion channel are he main channels of moneary ransmission. Wih he growing inernaionalisaion of economies hroughou he world and he increase of he degree of openness, exchange rae channel has been an imporan moneary ransmission channel. In he open economy, a change in he domesic ineres rae affecing oupu and price level by alering exchange rae. In his paper, exchange rae channel will be analysed in he Turkey. The daas beween 1995:01-2000:10 and 2001:03-2006:12 period are esed by VAR model. According o our findings exchange rae channel operaes. Key Words: Moneary Transmission Channels, Exchange Rae Channel, VAR Model, Moneary Policy. * Doç.Dr., Kocaeli Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. ** Arş.Gör., Kocaeli Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü.
96 Giriş Para poliikası kararlarındaki değişikliğin hasıla ve fiya düzeyini ekileme süreci, parasal akarım mekanizması kavramı ile ifade edilir. Para poliikası kararlarında değişiklik ile, nominal para soku ya da kısa vadeli faiz oranlarındaki değişiklik kas edilmekedir. Söz konusu değişkenler ile hasıla ve fiya düzeyi gibi değişkenler arasındaki ekileşim, parasal akarım kanalları aracılığı ile gerçekleşir (Ireland, 2005:1). Faiz kanalı, varlık fiyaları kanalı, döviz kuru kanalı, kredi kanalı ve bekleni kanalı başlıca akarım kanallarıdır. * Para poliikasındaki bir değişiklik, faiz oranı, varlık fiyaları, döviz kuru ve beklenileri ekiyerek hasıla ve fiya düzeyini ekiler. Para poliikası uygulamasının hasıla ve fiya düzeyini hangi kanal ya da kanallar üzerinden ekilediğinin belirlenmesi kadar söz konusu kanalların işlerlik düzeyinin araşırılması da önemlidir. Çünkü bu konuda elde edilecek sonuçlar, poliika yapıcılar açısından yol göserici olacakır. Bu çalışmada, döviz kuru kanalı üzerinde durulacakır. Döviz kuru kanalı, para poliikası kararlarındaki bir değişikliğin ulusal paranın değerini ve dolayısıyla ne ihracaı ekileyerek reel hasıla ve fiya düzeyini değişirme sürecini ifade eder. Döviz kuru kanalının işleyişi, ekonomilerin dışa açıklık düzeyine bağlıdır. Son yıllarda, küresel ekonomi ile eklemleşme sürecinin ivme kazanması, diğer bir deyişle, dışa açıklık düzeyinin arması, döviz kuru kanalının önemini arırmışır (Boughrara, 2003, 5-6). Ekonomilerin dışa açıklık düzeylerinin yanı sıra, çoğunlukla esnek kur siseminin ercih edilmesi, parasal akarım kanalları içerisinde döviz kuru kanalının önem derecesini arırmışır. Para poliikası kararlarındaki bir değişiklik, döviz kuru üzerinden hem hasıla düzeyini hem de ihala fiyalarını ekilemekedir. Döviz kuru kanalının işleyişi, daralıcı bir para poliikası uygulamasının ercih edildiğini varsaydığımızda aşağıdaki gibidir: - Daralıcı para poliikası - Faiz oranlarının arması - Ulusal paranın değer kazanması - Toplam alebin daralması (ne ihracaın azalması) - Hasılanın düşmesi Daralıcı bir para poliikası uygulandığında, örneğin kısa vadeli faiz oranları arırıldığında, ulusal parada değerlenme eğilimi arar. Çünkü bu ür bir poliika, ulusal para cinsinden varlıkların geirisini poziif yönde ekileyerek sermaye girişini eşvik eder. Ulusal paranın değerlenmesi, yurdışı fiyaların * Ayrınılı bilgi için bkz. (Mishkin, 1995, 1996, 2001, Horngren,1995). Euro bölgesinde döviz kuru kanalının para poliikasının GSYİH üzerindeki ekilerinin oraya çıkması açısından pek fazla kayda değer görülmemesinin bu bölgenin büyük bir kapalı ekonomi olduğu gerekçesine dayandırılması, döviz kuru kanalının ekililiği açısından, ekonominin dışa açıklık derecesinin önemini gösermekedir (Peersman, 2001:40). Faiz oranındaki değişiklikler karşısında, sermaye harekelerinin epki gösermesi, yuriçi ve yabancı varlıklar arasındaki ikamenin güçlü olduğu varsayımına dayanmakadır. Ulusal faiz oranlarının arması, yuriçi varlıkların geirisini arırarak sermaye girişini eşvik eder. Faiz
97 düşmesine, buna karşın yuriçi mal ve hizme fiyalarının göreli olarak yüksek olmasına neden olur. Dolayısıyla ihala ararken ihraca azalır. Ne ihracaın azalması, oplam alebin düşmesi anlamına gelir. Ulusal paranın değerlenmesi nedeniyle göreli fiyalarda oraya çıkan değişiklik, mal ve hizme ihalaının düşük fiyalar ile gerçekleşirilmesine ve yuriçi fiyaların düşmesine de yol açabilir. Öe yandan üreimi ağırlıklı olarak ihal ara malına dayalı ekonomilerde ulusal paranın değerlenmesi nedeniyle üreim maliyelerinin gerilemesi, üreim arışını eşvik eder. Kısacası, parasal bir şokun ardından, döviz kurlarındaki değişiklik hem reel hem de nominal sonuçlar doğurabilir. Bu çalışmada, söz konusu sonucun Türkiye ekonomisi açısından geçerliliği es edilecekir. Çalışma iki bölümden meydana gelmekedir. Birinci Bölüm de lieraür aramasına yer verilecek; İkinci Bölüm de ise, ampirik analiz yapılacakır. Lieraür Araşırması Parasal akarım kanallarının işleyişini araşıran çalışmaların bulguları ek yönlü değildir. Kimi çalışmalar, akarım kanallarının işleyişine ilişkin güçlü kanılar elde ederken, kimileri çok zayıf ya da negaif kanılar elde emişir. (Camarero, Ordónez ve Tamari 2002), İspanya nın 1986 1998 dönemine ai verilerini kullandıkları çalışmalarında, parasal akarım kanalları içerisinde, faiz kanalı ile döviz kuru kanalının en akla yakın kanallar olduğunu belirmişlerdir. Parasal bir şokun ekilerini ölçmek amacıyla Almanya nın 1975 1997 dönemine ai aylık verilerini es eden Smes ve Wouers ın çalışmasında elde edilen sonuçlara göre, faiz oranı kanalı ile döviz kuru kanalı GSYİH nın değişik bileşenleri üzerinde farklı ekiler doğurmakadır. Faiz oranındaki bir arış, ulusal alebin faize duyarlı bileşenlerini ekilerken, döviz kurunun değerlenmesi göreli fiyaları değişirmek sureiyle ne ihracaı ekiler. Kısacası, faiz oranı kanalı icare dengesinin iyileşmesine döviz kuru kanalı ise, bozulmasına yol açmakadır. Öe yandan döviz kuru, özellikle ihala fiyaları olmak üzere icaree konu olan malların fiyaları üzerinde doğrudan ekili olmakadır (Smes ve Wouers, 1999). Fas ve Tunus da parasal akarım mekanizmasını araşıran Boughara, bu ülkelerin 1988Q1 2001Q4 dönemine ilişkin verilerini kullanmışır. Elde edilen sonuçlar, her iki ülkede döviz kuru kanalının işlediğini gösermekedir (Boughara, 2003). Ahn, sermaye mobiliesinin farklı seviyelerinde küçük bir ekonomide döviz kuru ve faiz oranının belirlenme sürecini gösermek amacıyla bir model gelişirmişir. Modeli es emek amacıyla Kore nin 1980Q2 1993Q4 dönemine ve Singapur un 1979Q2 1993Q4 dönemine ilişkin verilerini kullanmışır. Çalışmada iki önemli sonuca ulaşılmışır (Ahn, 1994): oranının gerilemesi ise, ers yönde ekiler doğurur. Durmuş Çağrı Yıldırım, Türkiye de Parasal Akarım Mekanizmasının Döviz Kuru Kanalı: VAR Modeli Analizi, Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü 2007, (Basılmamış YLS Tezi) isimli çalışmadan yararlanılmışır.
98 - Sermaye liberalizasyonu konusunda ka edilen gelişmeler, parasal akarım sürecini değişirmişir. Yeni dönemde para poliikasının yöneiminde hem faiz oranı hem de döviz kurundaki harekeler dikkae alınmalıdır. - Kore de para arzındaki değişiklikler, sermaye liberalizasyonu sürecinin ilk evresinde, döviz kurunu ekilemeyip, sadece, faiz oranını ekilerken, Singapur da para arzındaki değişiklikler döviz kurunu ekilemekedir. Bu ülkede hem döviz kuru kanalı hem de faiz oranı kanalı parasal akarım açısından önem aşımakadır. - Japonya nın 1970Q1 2003Q1 dönemine ilişkin verilerini es ederek döviz kuru kanalının önemini araşıran (Nagayasu, 2007) ya göre para poliikasının döviz kuru üzerindeki ekileri gözlenebilmekedir. Ancak, döviz kuru kanalı hasılayı ekileyecek düzeyde fonksiyonel değildir. (Poddar, Sab ve Khacharyan 2006), Ürdün ün 1995 2005 dönemine ilişkin aylık verilerini kullandıkları çalışmalarında, bu ülkede para poliikasının akarım sürecini açıklamaya çalışmışlardır. Çalışmada, para poliikasının hasılayı ekilediğine ilişkin bulguya ulaşamamışlardır. Öe yandan, faiz kanalı, kredi kanalı ve varlık fiyaları kanalının yanı sıra döviz kuru kanalının önemsiz olduğunu oraya koyan sonuçlara ulaşılmışır. Sayıca çok fazla olmasa da, parasal akarım kanallarının işleyişini Türkiye özelinde es eden çalışmalar da vardır. Örneğin, 1990.1 2006.7 dönemine ilişkin verileri es eden Kasapoğlu, döviz kuru kanalının üreim üzerinde ekili olmadığı, buna karşın, enflasyon oranını önemli ölçüde ekilediği sonucuna ulaşmışır. 1986.1 1998.10 dönemine ilişkin aylık verileri kullanarak banka kredi kanalının rolünü analiz eden (Gündüz, 2001), döviz kuru kanalının işlediğine ilişkin bulgular da elde emişir. 2. AMPİRİK ANALİZ Parasal akarım kanalları üzerine yapılan ampirik çalışmaların kullandığı başlıca ekonomerik yönem, VAR meodolojisidir. Çünkü bu yönem, ekonomideki gelişmeler doğrulusunda parasal oorielerce gerçekleşirilen içsel (endojen) epki ile dışsal (eksojen) parasal ekiyi ayır eme olanağı sağlamakadır (Smes ve Wouers, 1999:490). Diğer bir ifade ile, parasal bir şokun emel ekonomik değişkenler üzerindeki ekilerinin araşırılması açısından VAR modelinin ercih edilmesi gerekmekedir. Türkiye de bir parasal akarım kanalı olarak döviz kuru kanalının işleyişini araşıran bu çalışmada da VAR yönemi ercih edilmiş ve 1995:01-2006:12 dönemine ilişkin aylık veriler kullanılmışır. Modelde kullanılan değişkenlerin seçiminde, lieraürdeki eorik ve ampirik çalışmalardan yararlanılmışır. Seçilen değişkenler, faiz oranı, döviz kuru, dış icare dengesi (ihraca ve ihala değişiminin göserilmesi amacıyla), enflasyon oranı ve reel üreimdir. Reel üreimi emsil emek üzere Reel Gayri Safi Milli Hasıla (1995 sabi fiyalarıyla), enflasyon oranını emsil emek üzere Topan Eşya Fiya Endeksi (TEFE) (1995=100) ve ayrıca döviz kurunun ekisinin görülmesi için reel efekif döviz kuru kullanılmışır. T.C. Merkez Bankası arafından hesaplanan, reel efekif döviz kuru nominal efekif döviz kurunun fiya endeksleri ile deflae edilmesi
99 sureiyle elde edilir. Reel efekif döviz kuru uluslararası fiya rekabeinin emel gösergelerinden biri olarak değerlendirilir. Bu göserge, ilgili ülkenin fiya düzeyinin dış icare yapığı ülkelerin fiya düzeylerine oranının ağırlıklı geomerik oralaması alınarak hesaplanır. Türkiye de 1980 yılından beri TÜFE ve TEFE ye dayanan iki farklı reel efekif döviz kuru endeksi hesaplanmışır. Söz konusu hesaplamalarda IMF arafından hesaplanmış ülke ağırlıkları esas alınmışır. ** Türk lirasının değerinde meydana gelen değişmeler, dış icare dengesini ekileyebilmekedir. Dış icare dengesinde meydana gelen değişmeler, diğer bir deyişle, ne ihracaın değişmesi, hasıla düzeyini ekiler. Dolayısıyla modele, yukarıdaki değişkenler yanında ne ihraca değişkenini emsilen dış icare dengesinin de eklenmesi gerekmekedir. Büün bunlarla birlike, poliika değişkeninin seçilmesi de önem arz emekedir. Bankalar arası Para Piyasası Gecelik Faiz Oranı poliika değişkeni olarak ercih edilmişir. Parasal akarım lieraürüne kakı yapan çalışmalar çoğunlukla, para poliikası uygulamaları için kısa vadeli faiz oranının çok iyi bir göserge olduğunu ileri sürmüşlerdir. Çünkü, bankalar arası para piyasasındaki faiz oranı öncü bir gösergedir. Bu gösergedeki değişiklik, diğer reel makroekonomik değişkenlerin seyri hakkında ip uçları vermekedir (Bernanke ve Blinder, 1992). Modelde kullanılan verilerin amamı T.C.Merkez Bankası siesindeki elekronik veri dağıım siseminden sağlanmışır. VAR yönemi ile ulaşılacak sonuçların, serilerin mevsimsel ekiye sahip olması durumunda yanlış olması söz konusu olabilir. Dolayısıyla, değişkenler üzerinde mevsimler ekilerin varlığı incelenmiş ve sadece GSMH serisinin mevsimsel ekiye sahip olduğu sonucuna ulaşılmışır. Mevsimsel ekiden arındırma işlemi, CensusX12 yönemi ile gerçekleşirilmişir. Modelde kullanılan değişkenler oplu olarak Tablo 1 de göserilmişir. Tablo 1:Analizde Kullanılan değişkenler Bankalar Arası Gecelik Faiz Oranı Reel Döviz Kuru Dış Ticare Dengesi Gayri Safi Milli Hasıla Topan Eşya Fiya Endeksi (Üreici Fiyaları Endeksi) FAİZ KUR TD GSMH TEFE (ÜFE) 2.1. Birim Kök Analizi (DF ve ADF Tesleri) Sims, 1980 yılında yayınladığı çalışmasında VAR modelinde paramere ahmininin önemli olmadığını, serilere verilecek şokun epkisinin ölçümünün önemli olduğunu ifade emişir. Dolayısıyla, farkı alınmış serilerde veri kaybının oraya çıkma olasılığı, serilerin farkının alınmaması gereğini doğurmakadır (Sims, 1980). Ancak Granger ve Newbold, durağan olmayan zaman serileri kullanılarak elde edilen sonuçlarda sahe regresyon problemiyle karşılaşılabileceğini gösermişir (Granger, ve Newbold, 1974). Sahe regresyon sorununa karşılık bu çalışmada seriler durağanlaşırılacakır. Serilerin durağanlığının araşırılmasında Dickey-Fuller (1979) ve ** Reel efekif döviz kuru ile ilgili daha fazla bilgi için bkz. hp://www.cmb.gov.r/
100 Augmened Dickey-Fuller esleri kullanılmakadır. Birim kök esinin araşırılmasında kullanılan modeller (Dickey ve Fuller, 1979: 427-428; Dickey ve Fuller, 1981: 1057-1072) ve hipoezler şöyledir: H 0 : Birim kök var (seri I(1) ) H 1 : Birim kök yok (seri I(0) ) ΔY = ρ Y + e (1) 1 ΔY = α + ρy + e (2) 1 ΔY = α + β + ρy + e (3) 1 Temel hipoezin (H 0 ) kabul edilmesi halinde, serinin durağan olmadığı kabul edilmeke ve dolayısıyla birinci ya da daha yüksek dereceden farkının alınması gerekmekedir. Alernaif hipoezin (H 1 ) kabul edilmesi durumunda ise serinin rend durağan olduğu kabul edilmekedir (Nelson - Plosser, 1982). (1), (2) ve (3) numaralı modellerde haa erimleri arasında bir korelasyon yani ookorelasyon sorununun mevcu olduğu varsayılmakadır. Ookorelasyon sorununun mevcu olması durumunda modeller kullanılamamakadır. Bu nedenle Dickey-Fuller modelin sağ arafına bağımsız değişkenin gecikmeli değerinin eklendiği yeni bir model önermişlerdir. Gecikmeli değerin eklenmesiyle ookorelasyon sorunu giderilmekedir. Bu yeni modele Genişleilmiş Dickey Fuller (Augmened Dickey Fuller-ADF) adı verilmekedir. Araşırma sürecinde kullanılan hipoezler aynı olmakla birlike, model şöyle kurulmakadır (Dickey-Fuller, 1981): ΔY = ρ α + β + ρ Y + θ iδy i + i= 1 1 e (4) Ancak her zaman serilerin birinci farkının alınması durağanlığın sağlanması için yeerli olmamakadır. Dickey-Panula, seride birden fazla birim kök olması durumunda serinin kaçıncı dereceden farkının durağan olduğunun araşırılması amacıyla bir analiz önermişlerdir. Serinin kaçıncı dereceden durağan olduğunun araşırılması için aşağıdaki hipoezler ve eşilik kullanılmakadır (Dickey-Panula, 1987). H = ( 2), ( 1) 0 I H =. 1 I Δ 2 y = a + β Δ + ε 0 1 y 1 (5) Eşilike β 1 parameresinin sıfıra eşi olup olmadığı sınanmakadır. β = 0 1 varsayımını yapan emel hipoez reddedilmezse serinin I(2) olduğu sonucuna varılmakadır (Enders, 1995: 227-228). Δ 2 y = a 0 + β Δy + β y + ε 1 1 2 2 (6)
101 Yukarıdaki eşilike ise β < 1 0 ve β = 0 2 olduğunu varsayan emel hipoez ile, serinin durağan olduğunu öne süren alernaif hipoez sınanır. Temel hipoezin reddedildiği durumda serinin durağan olduğuna karar verilecekir. Bu şekilde r ane birim köke sahip serinin durağanlık analizi aşağıdaki eşilik ile yapılmakadır (Enders, 1995: 228). Δ r y = a + β Δ y + ε r 1 0 1 1 (7) İkisadi değişkenler arasındaki ekileşimin ne olarak oraya konması her zaman kolay değildir. Diğer bir deyişle, değişkenler arasında içsel dışsal ayrımını yapmak oldukça zordur. Bu zorluk, VAR analizi ile aşılabilir. Bu çalışmada, VAR analizinde sisemdeki değişkenlerin eşanlı ilişkilerinin yerine gecelik faiz oranında (poliika değişkeni) meydana gelen şokun, diğer değişkenler üzerinde bir dönem sonraki ekileri incelenmekedir. Dolayısıyla analizde, bankalar arası gecelik faiz oranı değişkeni sıralamada en sağa konulmuşur. Poliika değişkeninin dışındaki değişkenler, içsel dışsal ayrımına abi uulmuşur. Böylelikle sıralama; KUR, TD, GSMH, TEFE, FAİZ şeklinde olmakadır. Serilerin durağanlığının araşırılması için DF, ADF ve Dickey Panula esleri kullanılmışır. Serilerin durağanlığının araşırılmasında ookorelasyona raslanıldığı için, ADF esi kullanılmışır. Serilerin fark durağan çıkması durumunda birinci farkları alınarak Dickey Panula esi ile durağanlıklarının araşırılmasına devam edilmişir. Trend durağan çıkan seriler ise rend ve sabien arındırılarak ekrar ADF esine abi uulmuşur. Durağanlık eslerinden elde edilen sonuçlar Tablo 2 de görülmekedir. Tablo 2: Serilerin Birim Kök Tesleri ADF Tes Sonuçları ADF es isaisiği ADF Kriik Değer ADF Kriik Değer (%1) (%5) TD -3.101385-4.026942-3.443201 KUR -1.635418-3.477487-2.882127 FAİZ -5.080980-4.023975-3.441777 GSMH -1.670147-4.025924-3.442712 TEFE -4.071065-3.476805-2.881830 Trendden Arındırılan FAİZ ve TEFE Serisinin ADF Tes Sonuçları ADF es isaisiği ADF Kriik Değer ADF Kriik Değer (%1) (%5) FAİZ -5.025035-4.025426-3.442474 TEFE -2.735437-2.581349-1.943090 Farkı Alınan Serilerin Dickey Panula Tes Sonuçları ADF es isaisiği ADF Kriik Değer ADF Kriik Değer (%1) (%5) TD -11.61058-4.026942-3.443201 KUR -8.285339-4.024452-3.442006 GSMH -5.486507-4.026429-3.442955
102 2.2. VAR Analizi VAR analizine başlamadan önce ele alınan dönem içerisinde yapısal bir kırılma olup olmadığı araşırılacakır. Çünkü ekonomide yaşanabilecek içsel ya da dışsal şoklara bağlı olarak poliika değişkeninde, modele dahil edilen diğer değişkenlerde ya da modelin kendisinde önemli bir sapma oraya çıkması halinde VAR analizinin sonuçlarının güvenilirliği azalabilir. Araşırmalarda, yapısal kırılmalar, Chow esiyle incelenmekedir. Chow esi iki lineer regresyon modelinin kasayılarının eşi olup olmadığını es eden bir F isaisiğidir (Chow, 1960). Chow esinde 1995:01 ile 2000:10 ve 2001:03 ile 2006:12 arasında iki periyoda ayrılarak hesaplama yapılmışır. Chow esinden elde edilen sonuçlar ele alınan iki al dönem arasında ciddi bir farklılaşmanın olduğu yönündedir. Bu nedenle VAR modeline krizi ve poliika değişimini emsil eden iki yapay değişken eklenmişir. İlk yapay değişken krizi, diğer yapay değişken ise 2001:03 ile başlayan poliika değişimini emsil emesi için eklenmişir. VAR modelinin ahminine geçmeden önce opimum gecikme sayısının belirlenmesi gerekmekedir. Bunun için LR (Likelihood Raio), FPE (Final predicion error), AIC (Akaike informaion crierion), SC (Schwarz informaion crierion), HQ (Hannan-Quinn informaion crierion) krierleri kullanılmışır. Serilerin aylık olmasından dolayı ilk 12 gecikme göz önüne alınmışır. Sonuçlara bakıldığında ise LR, FPE ve AIC değerlerinin aynı yönde olduğu ve 12 gecikme için minimum değer verdiği görülmüşür. SC ve HQ esleri 2 gecikme için minimum değer vermekedirler. Üç farklı kriere göre 12 gecikme minimum değer verdiği için uygun gecikme 12 olarak alınmışır. Var analizi ile değişkenler arasındaki ekileşim ve nedenselliğin yönü araşırılırken, eki epki fonksiyonları ve varyans ayrışırması yönemleri kullanılmakadır. Bu doğruluda, değişkenler arasındaki ilişkilerin araşırılmasında ilk olarak eki epki analizi; sonrasında ise varyans ayrışırması analizine başvurulmuşur. 2.2.1. Eki Tepki Analizi Eki epki analizinde parasal bir şoka diğer değişkenlerin verdikleri epkiler ölçülebilmekedir. Diğer bir deyişle VAR modelindeki değişkenlerden birinde meydana gelen bir şokun diğer değişkenler üzerinde meydana geirdiği ekiler incelenebilmekedir (Wickens ve Moo, 2001:371). Lieraürde çoğunlukla, parasal bir şoka faiz oranının negaif yönde epki verdiği ileri sürülmekedir. Parasal bir şoka faiz oranının negaif yönlü epki vermesi lieraürde likidie ekisi olarak bilinmekedir (Pagan ve Roberson, 1998: 202). VAR modelinde poliika değişkeni faiz oranıdır. Eki epki analizinde faiz oranı değişkenine verilen bir şoka karşılık diğer değişkenlerin verdikleri epkiler oraya konacakır. Diğer bir deyişle parasal bir
103 şok sonrasında yükselen faiz oranına diğer değişkenlerin verdikleri epkiler incelenecekir. Eki epki analizinden elde edilen sonuçlar Grafik 1 de görülmekedir..012 R e s p o n s e o f D K UR o FAIZ.8 Response of DTD o F A I Z.008.004.4.000 -.004.0 -.008 -.4 -.012 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 R e s p o n s e o f D G S MH o FAIZ.020 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of TEFE o F A I Z.01.016.012.00.008.004 -.01.000 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 -.004 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 20 Response of FAIZ o FAIZ 10 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Grafik 1 Eki Tepki Fonksiyonları Grafik 1 de bir sandar sapmalık faiz oranı şokuna karşılık diğer değişkenlerin verdiği epkiler görülmekedir. Faiz oranındaki şoklara karşı verilen epkilere bakıldığında en büyük epkinin dış icare dengesinden geldiği görülmekedir. Daralıcı bir para poliikası karşısında reel döviz kurunda, başlangıça bir düşüş meydana gelmekedir. 2. ayda reel döviz kurunda % 0,6 oranında düşüş gerçekleşirken, 4. ayda % 0,7 arış gerçekleşmekedir. İlk 4,5 aydan sonra faiz oranındaki şokun reel döviz kuru üzerindeki ekisi isaisiksel olarak anlamlılığını yiirmekedir. Elde edilen sonuçlar, gecelik faiz oranının haa erimlerine, bir sandar sapmalık şok verildiğinde reel döviz kurunun negaif yönlü epki verdiğini gösermekedir. Yükselen faiz oranı döviz girişinin armasına neden olacakır. Döviz mikarının arması dövizin ulusal para karşısında değerini düşürecekir. Sonuça reel kurda bir düşüş meydana gelecekir. Faize verilen şoka karşılık dış icare dengesinde 3. ayda % 28 düzeyinde bir düşüş meydana gelmekedir. 10. ayda, yaklaşık %30 düzeyinde düşüş yönlü bir eki ve 11.ayda ise % 45 düzeyinde bir arış ekisi oraya çıkmakadır.
104 Daralıcı para poliikası ardından GSMH üzerinde negaif bir eki meydana gelmekedir. GSMH da 2. ayda % 0,9 düzeyinde düşüş yönlü, 3. ayda ise % 0,7 düzeyinde yükseliş yönlü bir eki oraya çıkmakadır. Söz konusu eki, 3. aydan sonra isaisiksel olarak anlamlılığını yiirmekedir. 2.2.2. Varyans Ayrışırması Varyans ayrışırmasına ilişkin elde edilen sonuçlar aşağıdaki ablolarda göserilmekedir. KUR Serisinin Varyans Ayrışırması: Periyod DKUR DTD DGSMH TEFE FAIZ 1 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 12 72.04987 4.485592 3.032064 7.466618 12.96586 24 65.94739 4.779582 5.047620 8.302093 15.92332 TD Serisinin Varyans Ayrışırması: Periyod DKUR DTD DGSMH TEFE FAIZ 1 0.267979 99.73202 0.000000 0.000000 0.000000 12 7.958913 53.65020 6.756706 5.431877 26.20231 24 7.902476 48.18212 8.613496 6.994612 28.30730 GSMH Serisinin Varyans Ayrışırması: Periyod DKUR DTD DGSMH TEFE FAIZ 1 6.269167 0.874782 92.85605 0.000000 0.000000 12 10.33438 5.320997 52.64207 22.12576 9.576781 24 11.89604 4.790908 48.50528 25.07991 9.727861 TEFE Serisinin Varyans Ayrışırması: Periyod DKUR DTD DGSMH TEFE FAIZ 1 3.947020 0.000214 1.408465 94.64430 0.000000 12 1.728461 0.431645 2.832227 66.98308 28.02459 24 5.719445 1.968252 2.688024 57.54605 32.07823 FAIZ Serisinin Varyans Ayrışırması: Periyod DKUR DTD DGSMH TEFE FAIZ 1 0.001028 0.412787 0.405356 1.383059 97.79777 12 6.040436 3.139223 6.955154 7.428296 76.43689 24 6.896372 4.968584 10.45749 9.247365 68.43019 Değişkenler arasındaki ilişkilere bakıldığında 12. ayın sonunda reel döviz kurunda meydana gelen bir değişmenin % 3 ü hasıla değişkeninden, %4 ü dış icare dengesi değişkeninden, %7 si TEFE değişkeninden kaynaklanmakadır. Reel kurdaki değişimi en çok açıklayan değişken ise %13 ile faiz değişkenidir. Reel döviz kurunu en çok faiz oranı değişkeninin açıklaması, açık ekonomilerde faiz oranı ile döviz kuru arasındaki güçlü ilişkinin oraya konması açısından önemlidir. Dış icare dengesinin öngörü haa varyansını belirlemede 12. ayın sonunda en büyük açıklama gücüne sahip olan değişken faiz oranı değişkenidir. Dış icare dengesini faiz oranı %26, TEFE %5, reel döviz kuru %8 ve GSMH ise % 7 düzeyinde açıklamakadırlar.
105 GSMH' nın üzerinde 12. ayın sonunda, reel döviz kuru %10, dış icare dengesi %5 ve faiz oranı %9,5 düzeyinde açıklama gücüne sahipir. TEFE değişkeninin açıklama gücü ise %22 dir. TEFE değişkeninin öngörü haa varyansının incelenmesinde reel döviz kuru değişkenin gücü %1'in üzerine çıkmakadır. Dış icare dengesinin açıklama gücü %0,5 i bulurken, GSMH nın açıklama gücü ise %3 olmakadır. TEFE üzerinde en güçlü ekiye %28 lik açıklama gücüyle faiz sahipir. Son olarak faizin öngörü haa varyansının belirlenmesinde, reel döviz kuru değişkeni %6, icare dengesi değişkeni %3, GSMH değişkeni %7 ve TEFE değişkeni ise %7 düzeyinde açıklanma gücüne sahipir. SONUÇ Türkiye de 1995:01-2006:12 döneminde döviz kuru kanalının işleyişi VAR modeli çerçevesinde ele alınmışır. Modelde, poliika değişkeni olarak gecelik faiz oranı ercih edilmişir. Ancak 1999 yılı isikrar programı, döviz kuru çıpasına bağlı olduğunda, Merkez Bankası yarı para kurulu şeklinde çalışmaya başlamışır. Dolayısıyla gecelik faiz oranı poliika değişkeni olma özelliğini yiirmişir. Bu durumu es emek için yapısal kırılmanın varlığını belirlemek üzere Chow esi yapılmışır. Tesen elde edilen sonuç yapısal kırılmanın mevcu olduğu yönündedir. VAR modeline bu döneme ilişkin yapısal kırılmayı ve dönem içinde oraya çıkan kriz nedeniyle birer yapay değişken eklenmişir. VAR modeli çerçevesinde eki epki analizi kullanılarak faiz oranı değişkenine verilen bir sandar sapmalık şoka diğer değişkenlerin verdikleri epkiler incelenmişir. Daha öncede belirildiği gibi, daralıcı para poliikası nedeniyle gecelik faiz oranının yükselilmesi, sermaye girişini özendirmeke ve ulusal paranın değerlenmesine yol açmakadır. Nihai olarak reel kurun düşmesi ekonomi üzerinde iki farklı eki doğurmakadır. İlk ekisi sanayi üreimi üzerindedir. Türkiye deki sanayi üreimi ağırlıklı olarak ihal ara malı girdisi kullanımı ile gerçekleşmekedir. Bu pencereden bakıldığında, reel kurdaki düşüş eğilimi sanayi maliyelerini düşürerek dış saıma konu olan malların üreimini de poziif yönde uyarmakadır. Diğer arafan reel kur düşüşü ihal malları göreli olarak ucuzlamaka ve sonuça ihala hacminin armasına neden olmakadır. Dışsaıma konu olan malların göreli olarak düşük maliyele üreilmesine karşın, ükeim malları ihalaının arması, maliye avanajını düşürmekedir. Varyans ayrışırması analizine bakıldığında ise GSMH nın ahmin haa varyansının açıklanmasında faiz oranı değişkenin payı %9,5 düzeyindedir. Faiz oranının açıklama gücünün TEFE ve reel döviz kuru değişkeninin gerisinde kalması, yukarıda ifade edilen maliye avanajındaki düşmeden kaynaklanmakadır. Sonuç olarak döviz kuru kanalının ele alınan dönemde çalışığı ifade edilebilir.
106 KAYNAKLAR AHN, Byung Chan (1994), Moneary Policy and he Deerminaion of he Ineres Rae and Exchange Rae in a Small Open Economy wih Increasing Capial Mobiliy, Federal Reserve Bank of S.Louis Working Paper, 1994 024A, 1-27. ANDRES, Javier, MESTRE, R. ve VALLE, J. (1999), Monaery Policy and Exchange Rae Dynamics in The Spanish Economy, Span. Econ. Rev, 1, 55-77. BERNANKE, Ben S., BLINDER, A. S. (1992), The Federal Funds Rae and he Channels of Moneary Transmission, The American Economic Review, 82, (4), 901-921. BOUGHARA, Adel (2003), Wha Do We Know Abou Moneary Policy and Transmission Mechanism in in Morrocco and Tunisia?, The 10 h Annual Conference of he Economic Research Forum (ERF), in Marrakech - Morocco, 18-21 December, 1-30. CAMARERO,M., J. Ordónez ve TAMARIT, C.R. (2002), Moneary Transmission in Spain: a Srucural Cinegraed VAR Approach, Applied Economics, 34, 2201-2212. CORICELLI, Fabrizio, EGERT, B. ve MACDONALD, R. (2005), Moneary Transmission Mechanism in Cenral and Easern Europe: Surveying he Empirical Evidence, Finance and Consumpion Programme, 1-52. CHOW, Gregory C. (1960), "Tess of Equaliy beween Ses of Coefficiens in Two Linear Regressions", Economerica, 28, 591-605. DICKEY, David A. ve PANTULA, S. G. (1987), Deermining he Order of Differencing in Auoregressive Processes, Journal of Business & Economic Saisics, 5, (4), 455-461. DICKEY, David A., ve FULLER, W. A. (1979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74, 427 431. DICKEY, David A., ve FULLER, W. A. (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, (4), 1057-1072. ENDERS, Waler, Applied Economeric Time Series, Unied Saes of America: John Wiley&Sons, Inc., 1995. GRANGER, C.W.J., ve NEWBOLD, P. (1974), Spurious Regressions in Economerics, Journal of Economerics, 2 (2), 1974, 111-120. GRUEN, David, Discussion, Reserve Bank Of Ausralia 1997 Conference- Moneary Policy and Inflaion Targeing, 21-22 July, 1997, 238-243. GÜNDÜZ, Lokman (2001), Türkiye de Parasal Akarım Mekanizması ve Banka Kredileri Kanalı, İMKB Dergisi, Cil:5 Sayı:18, 13-30.
107 HORNGREN, Lars (1995), Moneary Policy in Theory and Pracice, Quarerly Review, 3, 1 12. IRELAND, Peer N. (2005), The Moneary Transmission Mechanism, Federal Reserve Bank of Boson Working Paper, No:06 1, 1-13. JAMES, H. Sock and WATSON, M. W. (2001, Forecasing Oupu and Inflaion: The Role of Asse Prices, Journal of Economic Lieraure, 41, (3), 788-829. KALKAN, M., KIPICI, A. N. ve PEKER, A. T. (1997), Leading Indicaors of Inflaion in Turkey, IFC Bullein, Nr. 1,71-92. KAMIN, Seven, TURNER, P. ve VAN T DACK, J. (1998), The Transmission Mechanism of Moneary Policy in Emerging Marke Economies: An Overview, BIS, Policy Paper, No:3, 5-65. KASAPOĞLU, Özgür (2007), Parasal Akarım Mekanizmaları: Türkiye İçin Uygulama, Uzmanlık Yeerlilik Tezi, Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası, Piyasalar Genel Müdürlüğü. MISHKIN, F. S. (1995), Symposium on Moneary Transmission Mechanism, The Journal of Economic Perspecives, 9, (4), 3-10. MISHKIN, F. S. (1996), The Channels of Moneary Transmission: Lessons For Moneary Policy, NBER Working, Paper, No:5464, 1-27. MISHKIN, F. S. (2001), The Transmission Mechanism and The Role of Asse Princes in Moneary Policy, NBER Working Paper, No: 8617, 1-21. NAGAYASU, Jun (2007), Empirical Analysis of he Exchange Rae Channel in Japan, Journal of Inernaional Money and Finance, 26, (6), 887-904. NELSON, Charles R., PLOSSER, C. I. (1982), Trends and Random Walks in Macroeconomic Time Series Some Evidence and Implicaions, Journal of Moneary Economics, 10, (2), 139-162. NORBBIN, Sefan (2000), Wha Have We Learned from Empirical Tess of The Moneary Transmission Effec?, Florida Sae Universiy, Deparmen of Economics, 1-40. PEERSMAN, Ger (2001), The Transmission of Moneary Policy in he Euro Area: Implicaions for he European Cenral Bank, Universiei Gen, Deparmen of Economics and Business Adminisraion, Disseraion Ph.D. PAGAN, A. R. ve ROBERTSON, J. C. (1998), "Srucural Models of he Liquidiy Effec", The Review of Economics and Saisics, 80, (2), 202-217. PODDAR, Tushar, SAB, R. ve KHACHATRYAN, H. (2006), The Moneary Transmission Mechanism in Jordan, IMF Working Paper, WP/06/48, 1 26. HOOPER, Peer ve KOHLHAGEN, S. W. (1978), The effec of exchange rae uncerainy on he prices and volume of inernaional rade, Journal of Inernaional Economics, 8, 483-511.
108 SMETS, Frank ve WOUTERS, R. (1999), The Exchange Rae and he Moneary Transmission Mechanism in Germany, De Economis, 147, (4), 489 521. SIMS, C. (1980), "Macroeconomics and Realiy", Economerica, 48, 1-49. WİCKENS, Michael R. ve MOTTO, R. (2001), Esimaing Shocks and Impulse Response Funcions, Journal of Applied Economerics, 16, (3), 371-387. hp://www.cmb.gov.r/