önceki

yazdır

 A. Kadir KÖKOCAK

TÜRKİYE EKONOMİSİ KONJEKTÜR HAREKETLERİNİN YENİ KLASİK ANALİZİ

ÖZET

Bu çalışmada parasal ve reel şokların konjonktürel etkileri, yeni klasik görüş çerçeveside ekonometrik olarak analiz edilmiştir. Parasal şokların konjonktürel etkilerini test etmek için Barro’nun iki aşamalı test yöntemi kullanılmıştır. Ulaşılan ampirik sonuçlar Türkiyede uygulanan para politikalarının reel GSMH üzerinde konjonktürel etkilere sahip olduğunu göstermektedir. Türkiye’de reel konjonktür modellerinin geçerliliği ise Engle-Granger eşbütünleşme yöntemi kullanılarak test edilmiştir. Ampirik sonuçlar, GSMH ile yatırımlar arasında uzun dönemli bir ilişkiyi vermesine rağmen GSMH ile tüketim arasındaki bir ilişkinin varlığını göstermemesi reel konjonktür modellerinin Türkiye ekonomisindeki konjonktürel hareketleri açıklamada yetersiz olduğunu kanıtlamaktadır.

ABSTRACT

In this theoretical framework, imperfect information,real business cycle and sectoral shifts theories were developed to explain business cycles. According to imperfect information theory, short-run effects of unexpected monetary shocks in business cycles are caused by economic agents’ imperfect information about monetary policy and the general level of price. Real business cycle theory explains economic fluctuations by technology shocks. Sectoral shift theory tries to examine business cycles by employment and output changes in inter-industries. The empirical results have showed that monetary policies applied by government have had statistically significant effect in real GNP in Turkey. Implications of real business cycle models have been tested cointegration technique. Even though the empirical findings have indicated long-run relationship between investment and real GNP, such a relationship between real GNP and investment have not detected. These results indicate that real business cycle models have failed to explain business cycles in the Turkish economy.

1. GİRİŞ

1970’leri izleyen yıllarda dünya genelinde yaşanan ekonomik durgunluk ve yüksek enflasyon sorunları konjonktürel dalgalanmalar konusuna olan ilginin artmasına neden olmuştur. Bu dönemde, keynesci ve paracı kuramların, yaşanan stagflasyon sorununu açıklamaktaki başarısızlıkları yeni klasik iktisadın doğmasına zemin hazırlayan bir gelişme olmuştur. Yeni klasik ekolün ekonomideki dalgalanmaları açıklayan konjonktür dalgalanmaları kuramı üç grupta toplanmaktadır. Bunlar; Eksik Bilgi, Reel konjonktür ve Sektörel Değişim kuramlarıdır.

Bu çalışmada yeni klasik konjonktür teorileri sırasıyla incelenmekte olup her bir kurama ilişkin açıklamalar komprime bilgiler halinde sunulmaktadır. Yeni klasik konjonktür kuramı kapsamında yapılan ampirik çalışmadan elde edilen sonuçların beklenen ve beklenmeyen parasal ve reel şokların GSMH üzerindeki etkisi Türkiye ekonomisi açısından irdelemeye tabi tutulmuştur.

2. KURAMIN OLUŞUM SÜRECİ

İkinci dünya savaşı sonrası dönem hem iktisat yazınında hem de ülkelerin iktisat politikası uygulamalarında Keynesci modellerin referans alındığı bir dönem olmuştur. Bu dönemde tam rekabet ücret ve fiyat esneklikleri gibi klasik iktisadın temel tezlerinin içinde bulunulan konjonktürel dalgalanmalarla paralellik oluşturmadığı kanısı yaygındı. Klasik yaklaşım kapsamında, toplam arz eğrisinin dikey olmasından dolayı talep hareketleri çıktıyı değil de fiyatları etkilemektedir. Bu yaklaşımdan hareketle dönem iktisatçılarının çoğunluğu konjonktür oluşumunu, toplam talepteki hareketler ile Keynesci toplam arz koşullarının birlikte tetiklenmesine bağlamışlardır. Bu düşünce tarzı 1970’lerde yaşanan ekonomik gelişmelerin benimsenen düşünce kalıpları ile örtüşmemesi nedeniyle popülaritesini kaybetmiştir. Bu yıllarda ortaya çıkan yüksek enflasyon ve işsizlik oranlarıyla birlikte konjonktürel dalgalanmalar iktisatçılar arasında Phillips eğrisinin tartışılmasına neden olmuştur. Ayrıca para arzının reel ekonomi üzerindeki etkisi başka bir tartışma konusu olarak gündemde yerini almıştır.

Keynesci kuramın bu dönemde başarısız kabul edilen bir başka konusu ise konjonktür dalgalanmalarının neden ve sonucu, para ve maliye politikalarındaki değişim konularında yeterli altyapı analizlerini gerçekleştirmemiş  olmasıdır. Makroekonomik olaylar mikro ekonomik temellere dayandırılmamıştır.

1970’li yılları takip eden süreçte Robert Lucas’ın öncülük ettiği Yeni Klasik İktisatçılar yeni bir ekonomik düşünceye öncülük etmiştir. Bunlar konjonktürel dalgalanmalar konusuna hem çarpan mekanizması hem de aynı dönemde Milton Friedman’ın öncülüğünde ortaya çıkan paracı yaklaşımdan esinlenen parasal şokların analiz araçlarını kullanarak yaklaşırlar. Bu noktada Yeni Klasik iktisatçıları, Keynesci ve Paracı İktisatçılardan ayıran en önemli farklılık Yeni Klasikçilerin konjonktürel dalgalanmayı denge teorisi bağlamında açıklamalarıdır. Buna göre bireylerin her algıladıkları fiyatlara optimal tepkide bulunmadıkları ve bireylerin fiyatları algılamaları ile arz ve talep değişmelerine verdikleri tepkiler veri iken, piyasaların temizlendiği durumu söz konusudur. Yeni ekonomik yapı, bir bütün olarak tüm değişkenlerin sabit değerleri ile tanımlanmak yerine istikrarlı istatistik süreçlerle tanımlanabilecektir.

Yeni klasik iktisatçıların üzerinde hemfikir oldukları tek bir konjonktür teorisi yoktur. Konjonktürel dalgalanmaların nedeni olarak bazıları parasal şokları sorumlu tutarken bazıları da reel şokları esas neden olarak kabul etmiştir. Ancak hepsinin ortak bir noktası var ki o da, konjonktürel dalgalanmaların rekabetçi denge olarak  algılanmış olmasıdır(S.Taban,2001).

2.1. Eksik Bilgi Teorisi

Tam rekabetçi bir ekonomide eksik bilgilenmenin söz konusu olabileceği ve bunun da konjonktürel dalgalanmalara yol açacağı görüşü kaynağını Milton Friedman’dan almaktadır. Buna göre, kısa dönemde enflasyonla işsizlik arasında bir değiş tokuş ilişkisi bulunmaktadır. Bunun nedeni ise ekonomik aktörlerin parasal genişleme konusundaki eksik bilgiye sahip olmalarıdır. Üreticiler fiyat artışını, fiyatlar genel düzeyindeki bir artışa bağlı olarak kendi ürün fiyatında bir artış olarak düşünürler. İşgücü ise bu şartlarda ortaya çıkan nominal ücret artışını reel artış gibi algılayarak emek arz artışı yönünde bir eğilim göstereceklerdir. Ekonominin bu temel aktörlerinin nominal talep şoklarından kaynaklanan fiyat ve ücret artışlarında ortaya çıkan nominal ve reel arasındaki farklılığı yanlış algılamaları piyasalar hakkında tam ve eksik bilgiye sahip olmadıklarını göstermektedir.

Lucas’ın eksik bilgi modeli, piyasaların temizlediği ve kısa dönemde yanlış algılamalar nedeni ile kısa ve uzun dönem toplam arz eğrilerinin birbirinden farklı olduğunu varsayar(S.Taban,2001). Böylece hem işgücü kesimi hem de firmalar arasında eksik bilgilenme konusunda bir ayrım sözkonusu değildir. Paracı kesimin işçilerin aldanması modeli olarak kabul ettikleri bu yanılgı firmalar için de geçerlidir.

Eksik bilgi teorisinin diğer bir varsayımı ise, ekonomide her üretici bir mal üretirken tüketilen mal miktarının fazla olduğudur. Bu durumda üreticiler kendi ürettikleri malların fiyatlarını daha yakından izleme olanağı bulurken tüketilen malların fiyatlarını izlemekten uzaktırlar. Eksik bilgi nedeniyle üreticiler tüm fiyatlarda ortaya çıkan değişiklikler ile kendi ürünlerinin nispi fiyat değişikliklerini karıştırmak süretiyle yanlış üretim (arz) kararında bulunarak kısa dönemde fiyat düzeyi ile çıktı arasında asimetrik bir ilişkiye neden olacaktır.

Eksik bilgi teorisi kapsamında konjonktürel dalgalanmalar Lucas tarafından “Lucas Sürpriz Arz Fonksiyonu”, “Parasal Konjonktür Modeli” ile ayrı bir çalışma oluşturulacak ölçüde ayrıntılı olarak incelenmiştir.

2.2. Reel Konjonktür Teorisi

Reel konjonktür teorisi özellikle Kylland-Prescott (1982) ve Plosser-Long(1983)’in çalışmaları Lucas’ın “eksik bilgi” modelinin yeterince tatmin edici bulunmayışı nedeni ile konjonktür dalgalanmaları konusundaki tartışmalara yeni bir boyut kazandırmıştır. Burada esin kaynağı olarak öncelikle Shumpeter’in teknoloji yaklaşımından hareketle, stokastik teknolojik sürecin konjonktürel dalgalanmalara neden olabileceği kabul edilmiştir. İkinci olarak, konjonktürel dalgalanmaların sürtünmesiz neoklasik model perspektifinde daha optimal açıklanabileceği; üçüncüsü, dalgalanmalarda stokastik genel denge modellerinin kullanılması gereği esas alınmıştır. Modelde yer alan tercihler ve üretim mikroekonominin temel ilkelerine uyumlu şekilde kullanılmıştır.(J.Shea,1998).

Reel konjonktür teorisi, konjonktürel dalgalanmalarının parasal şoklardan çok reel şoklardan kaynaklandığını varsayar. Reel şoklar, başta teknoloji şoku olmak üzere, konjonktürel dalgalanmaların ana kaynağıdır(sami). Reel şoklar özellikle üretim işgücü kamu satın alım davranışları ve tüketicilerin tasarruf ve yatırım kararları üzerinde etkindir. Reel konjonktür teorisi bunlar içerisinde en fazla üretim şoklarını konu alır. Üretim şokları, verimlilik şokları olarak adlandırılır. Verimlilik şokları ise yeni ürün veya üretim tekniklerinin

geliştirilmesini,yeni üretim tekniklerinin uygulanmasını, işgücü niteliğinin gelişmesini, kamu düzenlemelerini ve radikal hava değişimini kapsar. Reel konjonktür teorisine göre ekonomide canlanma ve genişleme aşaması olumlu verimlilik şoklarından, durgunluk aşaması ise olumsuz verimlilik şoklarından kaynaklanmaktadır. Reel konjonktür teorisi fiyatlarının doğal düzen fikrinden etkilenen klasik geleneğe uygun olarak üretim, tüketim, yatırım istihdam ve verimlilikteki dalgalanmaları doğal bir durum ifade etmekte olup aktörlerin çevresel değişimlere tepkisi olarak kabul edilmektedir. Ekonomik dalgalanmaları piyasa başarısızlığı olarak algılamanın doğru olmadığı savunulmaktadır(M.Özer,1998).

2.3. Sektörel Değişim Teorisi

Yeni klasik kuramın konjonktürel dalgalanmalara yönelik açıklamalarından üçüncüsü sektörel değişim teorisidir. Buna göre ekonomik dalgalanmalar sektörler arasındaki istihdam ve üretim değişimlerine bağlı olarak oluşmaktadır. Sektörler arasında işgücü talebindeki değişim ve işgücünün sektörler arasında yeniden dağıtım sürecinin yavaş olması konjonktürel dalgalanmalara neden olmaktadır. İşgücü hareketliliğini ortaya çıkaran gelişmeler hızlı teknolojik değişimler, nisbi fiyatlardaki değişiklikler ve üretim talebindeki değişimlerdir. İşgücünün, işgücü talep miktarındaki bu değişimlere yavaş uyum göstermesi de istihdam düzeyinde radikal düşüşlere sebebiyet verecektir.

Dinamik bir ekonomik yapıda işgücünün sektörler veya bölgeler arasındaki yeniden dağılım süreci, doğal veya geçici işsizlik oranı ile ilişkilidir. Firmaların ürünlerine olan talepteki ve girdi maliyetlerindeki değişmeler, firmaları sürekli olarak işgücü sayılarını yeniden düzenlemeye zorlar. Lilien’in 1980’li yıllardaki doğal işsizlik oranındaki artışların nedeni, ulusal ekonominin farklı sektörlerindeki talep değişmeleri ile açıklanmaktadır. (T.Palley,1992). İşten ayrılan işçilerin yeni bir işe yerleştirilmeleri zaman aldığı için geçici bir işsizlik durumu ortaya çıkmaktadır. Yani işçilerin iş aramalarındaki zaman kayıpları, üretimi azalan sektörden üretimi genişleyen sektöre doğru işgücünün hızlı mobilitesini olumsuz etkilemektedir.(J.Leelin,1985).

İşgücünün yeninde dağılım süreci ile ilgili birçok denge işsizlik modeli geliştirilmiştir. Bu modellerin iyi bir örneğini, Lucas ve Prescott (1994) çalışması oluşturur. Lucas-Prescott modelinde, ekonominin birbirinden uzak ada piyasalarından oluştuğu ve işgücünün adalar arasında kolaylıkla hareket ettiği varsayılır. Bu modelde işgücünün bir adadan diğer bir adaya geçişi sırasında geçen süre, zaman kaybı olarak kabul edilir. Bireysel piyasalardaki ürün talebi stokastik dalgalanmalara bağlıdır. Ürün talebindeki dalgalanmalar adalar arasında geçici ücret farklılıklarına yol açarak işçileri daha iyi koşullarda ada piyasalarında iş aramalarına neden olur. Ancak ada piyasalar arasındaki işgücünün hareketliliğinin işçiler açısından zaman kaybı olarak değerlendirilmesi, ekonomide geçici bir işsizlik oranı doğurur. Eğer ekonomi çok sayıda ada piyasadan oluşuyorsa ve meydana gelen şoklar zamanla bağımsız ve eşit bir şekilde bu piyasalar arasında dağılım gösteriyorsa böyle bir durum ekonomide sabit bir denge işsizlik oranına neden olur. (L.Katz,1988).

Sektörel değişim teorisi parasal şokların konjonktürel dalgalanmalarda etkin olmadığını savunur. Ancak bir işçinin bir sektörden diğerine geçerken iş arama nedeni ile belli bir süre işsiz kalacağını varsayarak, Walrascı paradigmadan önemli ölçüde ayrılır. Sektörel değişim teorisine göre durgunluklar sektörel şokların daha fazla olduğu ve bu nedenle sektörel düzenlemeler daha fazla gereksinim duyulduğu dönemlerde meydana gelir. (G.Mankiw,1990).

Sektörel değişim modellerine göre para ve maliye politikaları, kaynakların sektörler arasında etkin dağılımını engelliyorsa bu politikalar üretimi olumsuz etkileyebilir. Ancak bu modellerde, endüstriler ve bölgeler arasında, işgücü uyumunu sağlamaya yönelik politikalar, eğer yapısal talep değişmeleri ekonomik dalgalanmalarda önemli bir faktör ise faydalı olduğu söylenebilir. (M.Özer,1998).

3. TÜRKİYE’DE PARASAL VE REEL İKTİSADİ DALGALANMALARIN KONJONKTÜREL ANALİZİ

Bu bölümde Yeni Klasik görüş çerçevesinde parasal ve reel konjonktür teorilerinin Türkiye ekonomisinde geçerliliği sınanacaktır. Bu amaçla ilk olarak parasal şokların, daha sonra reel şokların ekonomi üzerindeki konjonktürel etkileri ekonometrik yöntemlerle analiz edilecektir.

3.1. Türkiye’de Parasal Dalgalanmaların Konjonktürel Etkileri

Türkiye’de Yeni Klasik Eksik Bilgi Teorisi çerçevesinde beklenen ve beklenmeyen para politikalarının reel GSMH üzerinde konjonktürel etkilere sahip olup olmadığı Barro’nun iki aşamalı test yöntemi kullanılarak analiz edilecektir. Çalışmada ilk olarak, model, hipotezler ve veri seti hakkında bilgi verildikten sonra, analizlerde kullanılacak değişkenlerin istatistiksel özelliklere uygunluğu durağanlık yöntemi ile test edilecek ve son olarak Türkiye’ye ilişkin parasal büyüme ve reel çıktı denklemlerinin tahmininde adımsal regresyon seçim kriteri kullanılacaktır. Yapılan bu ampirik çalışma ile beklenen ve beklenmeyen para politikalarının Türkiye ekonomisi üzerindeki etkileri test edilerek, para politikalarının ekonomik dalgalanmalarda istikrarı sağlayıp sağlayamayacağı konusunda somut bulgulara dayanan tespitlerin yapılması amaçlanmaktadır.

   3.1.1. Model

   Barro geliştirdiği iki aşamalı test yönteminin ilk aşamasında, para arzındaki değişimleri beklenen ve beklenmeyen değişmeler olmak üzere iki kısma ayırmış ve para arzındaki değişimleri merkez bankası için geliştirdiği “para arzı karşılık fonksiyonundan (money supply reaction function)” yararlanarak tahmin etmiştir (Baro,1977). Tahmin yöntemi olarak En küçük Kareler Yöntemi (EKKY) kullanılmaktadır. Barro’nun kullandığı parasal denklem aşağıdaki gibidir:

Burada M_t para arzını, Z_t-1, t-1 yılında para arzını belirleyecek bağımsız değişkenler vektörünü, α parametre vektörünü;  δ para arz denkleminin sabit terimini, ve UM_t beklenmeyen parasal büyüme değişkenini göstermektedir.                                                                                              

(1) nolu denklemde t yılı için tahmin edilen para arzı değişim oranı (EM) beklenen parasal değişmenin bir ölçütü olarak kullanmaktadır. Dolayısıyla t yılında beklenen para arz değişikliği aşağıdaki şekilde ifade edilmektedir:

t yılı için gerçekleşen para arz değeri ile beklenmeyen para arz değeri arasındaki fark, beklenmeyen para arzını oluşturmaktadır:

Parasal büyüme denklemlerinde bağımsız değişkenlerin yer alacağı bu değişkenlere ait gecikme uzunluklarının belirlenmesinde Adımsal Seçim Kriteri kullanılacaktır. Bu kriterde, bağımsız değişkenlerin en fazla 6 dönemlik gecikmesi regresyon denklemlerinde tutulacaktır. Ayrıca bu kritere göre, denkleme ilave edilecek her bir değişkenin parametresinin 0.20 anlamlılık düzeyi taşıyıp taşımadığı araştırılacaktır. İstenilen anlamlılık düzeyini taşımayan parametreler ise para arz denklemlerinde yer almayacaktır. Parasal büyüme denklemlerinin hata terimlerinde otokorelasyon probleminin mevcut olup olmadığını belirlemek amacıyla Godfrey ve Breusch (1978) tarafından önerilen birinci derecede Lagrange Çarpan (LM) testi kullanılacaktır. Ayrıca tahmin edilen parasal regresyon denklemlerinin istikrarlı olup olmadığını belirlemek için Ramsey (1969) Regresyon Spesifikasyon Hata Testi (RESET) kullanılacaktır.

Barro yönteminin ikinci aşamasında çıkarımı yapılan beklenen ve beklenmeyen parasal büyüme oranlarının reel GSMH üzerinde konjonktürel etkilere sahip olup olmadığı, eğer oluyorsa hangi yönde olduğu sorusuna cevap aranmaktadır. Bu amaçla aşağıdaki reel çıktı denklemi EKKY ile tahmin edilmektedir:

Burada Y_t, reel GSMH’yı, ise denklemin hata terimini göstermektedir.   Reel çıktı denkleminde yer alacak olan beklenen ve beklenmeyen parasal büyüme değişikliklerinin gecikme uzunlukları, Akaike Bilgi Kriterine (AIC) göre belirlenmektedir. Bu kritere göre, bağımlı ve bağımsız değişken gecikmeleri en fazla 6 gecikme ile denkleme koşularak, en küçük AIC değerine sahip olan gecikme uzunluğu seçilecektir. 

         3.1.2. Hipotezler

                    Yukarıda reel çıktı denkleminde hem beklenen hem de beklenmeyen parasal büyüklükler için boş ve alternatif hipotezleri şu şekilde oluşturulabilir.

 Beklenen parasal büyüklük için hipotezler:

biçiminde olur.

Aynı şekilde beklenmeyen parasal büyüklükler için boş ve alternatif hipotezler aşağıdaki gibi olacaktır:

         Yukarıda verilen hipotezlerle ilgili olarak aşağıdaki sonuçları çıkartmak mümkündür:

         - Tahmin edilen reel çıktı denkleminde (denklem 4), beklenen parasal büyüme değişikliklerini (EM) gösteren parametreler () grup halinde sıfıra eşitse ve beklenmeyen parasal büyüme değişkeninin (UM) parametreleri () grup halinde sıfırdan farklı (pozitif) olduğu bir durumda, yeni klasik politika etkinsizliği hipotezi kabul edilmektedir. Böyle bir durumda, beklenen para politikasının konjonktür üzerinde herhangi bir etkisinden bahsetmek söz konusu değilken, beklenmeyen para politikalarının reel GSMH üzerindeki etkisi pozitif olmaktadır.

- Tahmin edilen reel çıktı denkleminde, hem () hem de () parametre gruplarının istatistiksel olarak sıfırdan farksız bulunması, yani boş hipotezlerin kabul edilmesi durumunda, beklenen ve beklenmeyen politikaların çıktı üzerindeki etkisi nötr olacaktır.

- Denklemde her iki parametre grubuna ilişkin olarak boş hipotezinin red edilip, alternatif hipotezin kabul edildiği bir durumda ise yine politika etkinsizliği hipotezi kabul edilmeyecektir. Çünkü, böyle bir durumda beklenen para politikası ekonomik konjonktür üzerinde reel bir etki yaratacaktır. 

- Politika etkinsizliği durumunu red edecek son bir durum, beklenen para politikası için alternatif hipotezin, beklenmeyen para politikası için ise boş hipotezin kabul edilmesi durumudur.

         3.1.3. Veri Seti       

                    Çalışmada ele alınan dönem için literatür ve Türkiye ekonomisi koşullarının dikkate alınması, sayıca geniş bir veri setinin kullanılmasına olanak tanımıştır. Kullanılan veriler üçer aylık olup 1987:1 ve 2001:2 dönemini kapsamaktadır. Veriler TCMB’nın EVDS dağıtım sisteminden alınmış olup, mevsimlik dalgalanmalardan arındırılmamıştır. Çalışmada kullanılan veriler ve semboller Tablo 3’de gösterilmiştir. Değişkenlerin önüne gelen “L” harfi değişkenlerin logaritmasının alındığını ifade etmektedir. Bütçe Dengesi, Dış Ticaret Dengesi ve Faiz Oranları dışında tüm değişkenlerin logaritması alınmıştır. “” simgesi değişkenlerin birinci devresel farklarının alındığını, “” ise değişkenin ikinci devresel farkının alındığını göstermektedir.

Tablo 3: Değişkenlerin Tanımı

         3.1.4. Durağanlık Testi ve Sonuçları

                    Çalışmada kullanılacak değişkenlere ait serilerin istatistiksel özelliklere uygun olup olmadıklarını belirlemek için modelin çözümünden önce Dickey- Fuller (DF) birim kök (unit roots) analizi yapılarak serilerin durağanlığı test edilmiştir. Ancak durağanlık testine geçmeden önce durağanlık hakkında özet bilgi vermenin faydalı olacağı açıktır.            

Genel olarak geleneksel tahmin yöntemlerini kullanan ekonometrik çalışmalarda, değişkenlerin kovaryansının ve ortalamasının sabit ve zamandan bağımsız olduğu varsayılmaktadır. Fakat, makro değişkenlere uygulanan birim kök testleri sonucu bu varsayımların her zaman geçerli olmadığı ortaya çıkmıştır. Durağan olmayan veya birim kök içeren değişkenler zaman içerisinde ortalaması ve varyansı değişen değişkenlerdir. Birim kök içeren, yani durağan olmayan değişkenler üzerinde yapılan EKK yönteminin testi güvenilir olmayan sonuçlara yol açacağı belirtilmiş ve bu tür tahminlere “düzmece regresyon” analizleri denilmiştir.

Zaman serisi analizinde en önemli kavram durağanlık testidir. Belli bir dönem için gözlemlenen bir seriyi ortaya çıkaran stokastik sürecin durağan olma şartları şunlardır: (k gecikme mesafesini gösterir)

Bu şartlar yerine gelmediğinde süreç durağan olmayacaktır. Bu çalışmadaki değişkenlerin durağanlığını incelemek için yaygın olarak kullanılan Geliştirilmiş Dickey- Fuller (ADF) testi her bir seriye uygulanmıştır.

Δy, y serisinin birinci farkını, u_t hata terimini ve n ise hata terimlerinin ardışık bağımlılığını gidermek için Akaike bilgi kriteri tarafından belirlenen bağımlı değişkenin gecikme sayısını gösterir. Gecikme uzunluğunun seçimi için en yaygın olarak kullanılan iki metot Akaike Bilgi Kriteri (AIC) ve Shwartz Kriteri (SC) dir. Bu çalışmada, optimal gecikme uzunluğunun seçimi için literatürde geniş ölçüde kullanılan AIC’den yararlanılmıştır. Değişkenlerin birim köke sahip olup olmadıklarını belirlemeye yönelik ADF test sonuçları Tablo 4’de yer almaktadır. Kritik değerler Eviews ekonometri programı tarafından üretilmiş olup, MacKinnon (1991) değerlerine dayanmaktadır.

Tablo 4: ADF Birim Kök Test Sonuçları

 Not: Tabloda parantez içi rakamlar, Akaike Bilgi Kriteri ile

                     belirlenen gecikme uzunluğudur.

Değişkenlerin seviyelerine uygulanan ADF test sonuçları faiz serisi dışındaki değişkenlerin durağan olmadığını göstermektedir. Birinci derece farkına uygulanan ADF test sonuçları, bütçe dengesi dışındaki serilerin tümünün durağan olduğunu göstermiştir. Özetle, faiz oranı değişkeni seviyede sıfırıncı, bütçe dengesi değişkeni ikinci derecede, geri kalan diğer tüm değişkenlerin ise birinci derecede entegre olmuşlardır. 

         3.1.5. Parasal Büyüme Denklemlerinin Tahmin Sonuçları

                          EKKY altında adımsal regresyon seçim kriterine göre belirlenen para arzı denklemlerinin tahmin sonuçları aşağıda Tablo 5’te yer almaktadır. Üzerinde çalışılan değişkenler durağan olmadığı için ilgili değişkenlerin durağan şekli ile tahminler yapılmıştır.

Tablo 5: Parasal Büyüme Denklemlerinin Tahmin Sonuçları

  Not: *, **, ve ***; parametreleri sırasıyla %10, %5 ve %1’lik seviyede anlamlılıklarını    göstermektedir. Parantez içindeki değerler parametrelerin standart hatalarını belirtir.

Yukarıda Tabloda görüldüğü gibi adımsal regresyon seçim kriterinde kullanılan üç parasal gösterge arasında açıklama gücü en yüksek R² ye sahip olan M1 regresyon denklemidir. Bu regresyon denklemine bağımsız değişkenler olarak, M1’in gecikmesi, döviz kuru, reel GSMH, kamu harcamaları ve faiz oranları girmiştir. Bu bağımsız değişkenler M1’deki değişmelerin yaklaşık 0.99’luk bir kısmını açıklama başarısını göstermişlerdir. Diğer yandan, M2 regresyon denkleminin açıklayıcı gücü 0.79 olurken, en az açıklayıcılık gücü 0.56’lık bir oranla rezerv paranın (RM) kullanıldığı regresyon denkleminden elde edilmiştir.

Breusch ve Godfrey (1978) tarafından geliştirilen Lagrange Çarpan (LM) testine göre regresyon hata terimleri arasında herhangi bir korelasyon ilişkisine rastlanmadığı görülmektedir. Ayrıca tahmin edilen üç regresyon denklemine uygulanan Ramsey (1969) RESET testi sonucunda, bu denklemlere ilişkin spesifikasyon probleminin olmadığı anlaşılmaktadır.   

3.1.6.Reel Çıktı Denkleminin Tahmin Sonuçları

Adımsal regresyon seçim kriterine göre, parasal denklemler tarafından belirlenen beklenen ve beklenmeyen parasal büyülüklerin yer aldığı reel çıktı denklemi aşağıda Tablo 6’da yer almaktadır. Reel çıktı denkleminde yer alan bağımlı değişken gecikmeleri ile parasal değişikliklerin optimal gecikme uzunlukları Akaike Bilgi Kriterine göre belirlenmiştir.

    Tablo 6: Reel Çıktı Denkleminin Tahmin Sonuçları

       Not: *, **, ve ***; parametrelerin sırasıyla %10, %5 ve %1’lik seviyede  anlamlılıklarını göstermektedir. Parantez içindeki değerler parametrelerin standart hatalarını belirtir.

Tablo 6’da M1 para arzı ile koşulan reel çıktı denkleminde, beklenen parasal büyümenin parametreleri grup halinde istatistiksel olarak anlamsız çıkarken, beklenmeyen parasal büyüme değişkenlerinin parametreleri ise 0.10 düzeyinde anlamlı bulunmuştur. M2 ölçütünün yer aldığı reel çıktı denkleminde, hem beklenen hem de beklenmeyen parasal büyümenin reel GSMH üzerinde anlamlı bir etkiye sahip oldukları F- testleri ile anlaşılmıştır. Beklenen parasal büyümenin parametreleri grup halinde 0.01 seviyesinde, beklenen parasal büyümenin parametreleri ise 0.05 seviyesinde anlamlı çıkmıştır. Ancak, parametreler bireysel olarak incelendiğinde beklenen parasal büyümenin negatif, beklenmeyen parasal büyümenin ise pozitif reel etkilere sahip oldukları görülmektedir. Diğer yandan, rezerv paranın yer aldığı reel çıktı denkleminde hem beklenen hem de beklenmeyen parasal büyümenin parametreleri grup halinde 0.10 düzeyinde anlamlı çıkmıştır. Rezerv paranın katsayılarını bireysel olarak incelediğimizde, beklenen parasal büyümenin reel çıktıyı olumlu bir şekilde etkilediğini, beklenmeyen parasal büyümenin ise reel çıktı üzerindeki etkisinin negatif olduğu  görülmektedir. 

Elde edilen bulgular, para politikası aracı olarak kullanılan M1, M2 ve Rezerv paranın reel çıktı üzerinde konjonktürel bir etkiye sahip olabileceğini göstermesine karşın, her üç para politikası aracından elde edilen bu sonuçlar politika etkinsizliği hipotezini doğrulayacak nitelikte değildir.  Para politikası aracı olarak M1 seçildiğinde, politika etkinsizliği hipotezi beklenen parasal büyümenin negatif etkisinden dolayı red edilmiştir. Aynı şekilde M2 içinde beklenen parasal değişmelerin negatif etkisinin bulunması hipotezin red edilmesine neden olmuştur. Son olarak, para politikası aracı olarak rezerv paranın kullanıldığı durumda ise sözü edilen hipotez beklenmeyen parasal büyümenin pozitif, beklenen parasal büyümenin ise negatif etkisinden dolayı kabul edilmemiştir.

3.2. Türkiye’de Reel İktisadi Dalgalanmaların Konjonktürel Etkileri

Reel konjonktür teorisine ilişkin modellerinin büyük bir çoğunda uzun dönemde yatırım, tüketim ve GSMH arasında bir ilişki olduğu görülmektedir. Bu nedenle yapılan ampirik çalışmaların büyük bir bölümü de bu değişkenler arasındaki ilişkileri test etmeye yönelik olmuştur. Bu bölümde Türkiye ekonomisi için GSMH, yatırım ve tüketim harcamaları arasındaki ilişkiler eşbütünleşme yöntemi yardımıyla analiz edilerek, reel konjonktür modellerinin geçerliliği sınanacaktır. Bu amaçla ilk olarak ekonometrik yöntem ve veri seti hakkında bilgi verilmiş, ikinci olarak ise birim kök ve Engle-Granger (1987) ko-entegrasyon (eşbütünleşme) ampirik test sonuçlarına yer verilmiştir.

3.2.1. Uzun Dönem İlişkinin Tespiti: Eşbütünleşme Analizi

         Ekonomik teori bazı ekonomik değişkenler arasında uzun dönemli düzgün bir ilişkinin olduğunu öngörmektedir. Eğer değişkenler birbirlerinden uzaklaşıyorsa, piyasa güçleri veya idari mekanizma bu değişkenlerin dengeye gelmesi için çalışır. Bu amaçla ko-entegrasyon bir veya daha fazla değişkenin, durağan olmasalar bile, doğrusal kombinasyonunun durağan olabileceğini ifade eder. Diğer bir ifade ile, ko- entegrasyon durağan olmayan iki veya daha fazla değişken arasında uzun dönemli bir ilişki var ise, bu uzun dönem ilişkisinden sapmaların durağan olduğunu gösterir(Kar,2000).

İki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını belirlemek ve nedenselliğin yönünü bulmak için ko-entegrasyon (eşbütünleşme) analizinin yapılması gerekir(Kaldırar,1996). Bu analizin gerçekleştirilebilmesi için, analize tabi tutulan her bir değişkenin en az birinci dereceden entegre olmaları gereklidir. Aynı zamanda değişkenlerin entegre dereceleri de eşit olmalıdır.

Uzun dönem ilişkilerinin tespitinde, Engel- Granger (EG) eşbütünleşme testi yönteminden ve Johansen- Juselius (JJ) eşbütünleşme prosedüründen yararlanılmaktadır(Yamak ve Küçükkale,1997). Bu çalışmada GSMH, tüketim ve yatırım arasındaki uzun dönemli ilişkinin test edilmesinde Engel- Granger (EG) tarafından geliştirilen iki aşamalı eşbütünleşme test tekniği kullanılmıştır. Birinci aşamada, EKKY ile aşağıdaki eşbütünleşen regresyonlar tahmin edilecektir:

Burada C_t; reel logaritmik toplam tüketim harcamalarını, Y_t; reel logaritmik GSMH’ı, I_t; reel logaritmik yatırım harcamalarını, u_1t ve u_2t ise tesadüfi hata terimlerini göstermektedir. Yukarıdaki (1) ve (2) nolu ko-entegrasyon denklemlerinden elde edilen hataların durağanlığı, tüketim ile GSMH ve yatırım ile GSMH değişkenleri arasında eşbütünleşme olup olmadığını gösterir. Hata terimlerinin durağan olup olmadığını yine Geliştirilmiş Dickey Fuller (ADF) birim kök testleri yardımıyla belirlenir:

ADF test sonucuna göre, eğer hata terimleri (u_1t ve u_2t) durağan bulunmuşsa, bu durum (1) ve (2) nolu denklemlerde uzun dönem ilişkisinin olduğunu gösterir. Diğer bir ifade ile, bu serilerin uzun dönemde birlikte hareket ettikleri, aksi durumda ise, serilerin ko-entegre olmadıkları, yani uzun dönemde aynı stokastik trendi paylaşmadıkları sonucuna ulaşılır.

Reel konjonktür modellerinde GSMH, tüketim ve yatırım değişkenleri arasında uzun dönemli stokastik bir ilişki öngörüldüğü için, Engle- Granger eşbütünleşme testinin ikinci aşamasını oluşturan ve kısa dönem etkilerinin gözlemlenebildiği hata düzeltme (error- correction) modellerine bu çalışmada yer verilmemiştir.

3.2.2. Veri Seti

Ampirik çalışmada kullanılan veriler, 1987:1 ve 2001:2 dönemini kapsayan gözlem değerlerinden oluşmaktadır. İlgili veriler mevsimlik dalgalanmalardan arındırılmamıştır. Veriler 1987 bazlı olup, TCMB Elektronik Veri Dağıtım Sistemi’nden alınmıştır. Değişkenlerin önündeki “L” sembolü değişkenlerin logaritmik değerlerini göstermektedir.

Tablo 7: Değişkenlerin Tanımı

3.2.3. Birim Kök Test Sonuçları

Geliştirilmiş Dickey Fuller (ADF) birim kök test sonuçları aşağıda Tablo 8’de yer almaktadır.

Tablo 8: ADF Birim Kök Testleri

Not: Tabloda parantez içi rakamlar, Akaike Bilgi Kriteri ile

                     belirlenen gecikme uzunluğudur.

Tablo 8, değişkenlerin seviyelerine uygulanan ADF test sonuçları değişkenlerin durağan olmadıklarını göstermektedir. Hesaplanan ADF test istatistiğinin mutlak değeri MacKinnon kritik değerlerinin mutlak değerinden küçük oldukları için incelediğimiz tüm değişkenlerin durağan olmadığına karar veririz. Birinci derecede farkına uygulanan ADF test sonuçları değişkenlerin durağan olduğunu göstermiştir. Başka bir deyişle, çalışmada analiz edilen değişkenlerin birinci dereceden farklarının I(1) durağan olduğu görülmektedir. Bu sonuçlar, iki seri arasındaki ko-entegrasyon (eşbütünleşme) ilişkisini araştırmak için gerekli önkoşulları sağlamaktadır.

3.2.4.Eşbütünleşme Analiz Sonuçları

GSMH ile yatırım ve GSMH ile tüketim arasında eşbütünleşme ilişkisinin olup olmadığını belirlemek amacıyla yapılan Engle-Granger test sonuçları aşağıda Tablo 9’da verilmiştir.

Tablo 9: Eşbütünleşik Regresyonlar ve Eşbütünleşme Testleri

        Not: Parantez içindeki değerler Akaike Bilgi Kriteri ile belirlenen optimal gecikme  uzunluklarını göstermektedir.

Tabloda yatırım ile GSMH ilişkisi için hesaplanan ADF test istatistiğinin mutlak değeri %1, %5 ve %10 anlam düzeylerinde MacKinnon kritik değerlerinin mutlak değerlerinden büyük olduğu için, yatırım ile GSMH arasında uzun dönemli bir denge ilişkisinin olduğu görülmektedir. Ancak, tüketim ile GSMH arasında ise böyle bir eşbütünleşme ilişkisine rastlanmamaktadır. Çünkü, -1.36 olarak hesaplanan ADF değerinin mutlak değeri, %1, %5 ve %10 seviyeleri için geçerli kritik değerlerin mutlak değerlerinden küçüktür. Bu sonuç reel konjonktür modellerinin geçerliliğini Türkiye ekonomisi koşullarında tam olarak doğrulamamaktadır. GSMH ile yatırımlar arasında tespit edilen uzun dönemli ilişkinin GSMH ile tüketim arasında tespit edilememesi, reel konjonktür teorilerinin öngörülerinin tam anlamıyla gerçekleşmediği anlamına gelmektedir. Diğer bir ifadeyle, gerekli olan ilişkilerden bir tanesinin tespit edilememesi kesin bir yargıda bulunmayı zorlaştırmaktadır.

4. SONUÇ

Parasal ve reel konjonktür teorilerinin öngörülerinin 1987:1 ve 2000:2 dönemi Türkiye ekonomisi açısından ekonometrik analizinden elde edilen sonuçların bir değerlendirmesi yapılmıştır. Üç aylık veriler kullanılarak yapılan çalışmada para politikası araçları olarak M1, M2 ve rezerv para enstrümanları kullanılmıştır. Elde edilen bulgular, Türkiye’de uygulanan para politikalarının GSMH üzerinde konjonktürel etkilere sahip olduğunu göstermiştir. Para politikası olarak M1 kullanıldığı pozisyonlarda politika etkinsizliği hipotezi kabul edilirken, M2 ve rezerv para enstrümanlarının kullanıldığı testlerde ise, hipotez hem beklenen hem de beklenmeyen parasal büyüklüklerin reel çıktı üzerindeki etkisinden dolayı reddedilmiştir.

Reel konjonktür modellerinin geçerliliği ise Engle-Granger eşbütünleşme yöntemine göre test edilmiş olup elde edilen bulgular, GSMH ile tüketim arasında bir ilişkinin söz konusu olmadığını ve reel konjonktür modellerinin Türkiye ekonomisindeki konjonktürel hareketlerini açıklamada yetersiz kaldığını göstermiştir.

Sonuç itibariyle, Türkiye’de konjonktürel dalgalanmaların açıklanmasında parasal şokların önemli bir belirleyici olduğunu yapılan çalışmanın sonucu olarak değerlendirmek mümkündür.