Finans Politik &Ekonomik Yorumlar 2016 Cilt: 53 Sayı: 617
Türkiye Ekonomisinde Para Politikasının Ekonomik Büyüme Üzerinde Uzun ve Kısa Dönemli Etkisi
ÖZET
Long
and Short Term Effect on Economic Growth of the Economy of Turkey Monetary
Policy
ABSTRACT
This
study empirically examines the effect of monetary policy on economic growth in
Turkey using quarterly time series data
from 1998 to 2015. Cointegration and error correction model indicate the existence
of positive significant long run and short run relationship of monetary policy
with economic growth. Result also indicates that monetary policy is more
effective in Turkey. it is suggested that the policy makers should focus more on
monetary policy in order to ensure economic growth in the country. According to
the findings obtained from the results of VEC Error Correction model.. monetary
policy is effective in Turkish economy
Keywords:
Monetary Policy, Economic Growth, Turkish Economy,VEC Error Correction
Model
JEL Classification: E52,
E58, F43
I.Giriş
Para
politikasının ekonomi üzerindeki etkilerinin ölçümüne yönelik çalışmalar,
özellikle 1980’li yıllarda ekonometrik yöntemlerde ortaya çıkan gelişmelere
paralel olarak hız kazanmıştır. İktisat teorisinde de iktisat okullarının para
politikası ile ilgili görüşleri farklılık göstermektedir.
Özellikle para ve maliye
politikasından hangisinin, ekonomik aktiviteler üzerinde etkili olduğuna
yönelik tartışma bugün bile devam etmektedir Klasik iktisatçılar ekonominin
daima kendiliğinden tam istihdama ulaştığını ifade etmektedirler. Paranın reel
ekonomiyi etkilemede etkisiz olduğunu söylemektedirler. Para yalnızca fiyatlar
genel düzeyini etkilemektedir. Keynesyen iktisatçıları ise paranın hem reel
ekonomiyi hem de fiyatlar genel düzeyini etkileyebileceğini ifade
etmektedirler. Günümüzde iktisat okulları arasında genel eğilim bu çizgi
üzerindedir. Para politikasının ekonomik büyümeyi etkileyebileceğini ve/veya
etkileyemeyeceğini çeşitli koşullar altında ortaya koymaya çalışmaktadırlar.
Monetaristler, maliye politikasının
etkin olmadığına ilişkin fikir ileri sürmekte ve bu düşüncelerini dışlama
etkisine dayandırmaktadırlar. Bu görüş, para stoku ve çıktı arasındaki pozitif
ilişkiye vurgu yapmaktadır. Bir başka ifadeyle, para politikası genel olarak
ekonomi üzerinde daha büyük bir etkiye sahiptir ve para politikasının yatırım
ile büyüme üzerindeki etkisi, maliye politikasının etkisine göre daha
baskındır. Rasyonel Beklentiler Teorisi (RBT), para politikasının etkinliği
konusunu, politika uygulamasının ekonomik birimlerce beklendiği ve beklenmediği
durumlara göre farklı boyutta değerlendirmektedir. RBT’ye göre, para arzındaki
beklenmeyen artışlar ekonomi üzerinde etkili iken, beklenen para politikası
uygulamaları ekonomide herhangi bir etkiye sahip olmayacaktır(Düzgün, 2010;21)
Bu amaçla yapılan çalışmanın
birinci bölümünde para politikası ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki
incelenmiş, ikinci bölümde bu konuyla ilgili olan literatüre yer verilmiş ve
son bölümde ise Türkiye için, para politikası ve ekonomik büyüme arasındaki
ilişki Johansen eş bütünleşme ve vektör hata düzeltme modeli yardımıyla tespit
edilmeye çalışılmıştır.
II.
Para Politikası ve Ekonomik Büyüme
Aslında para politikasının ekonomik büyüme
üzerindeki etkisinin tartışıldığı iki temel iktisadi düşünce vardır. Bunlardan
birisi Keynesyen iktisat diğeri ise Monetarist iktisadi okuldur. Keynesyen
iktisat para politikasının ekonomik büyüme üzerinde dolaylı bir etkisinin var
olduğunu savunurken Monetarist iktisat para politikasının ekonomik büyüme
üzerinde doğrudan etkisi olduğunu söylemektedir. Dolayısıyla para
politikalarının ekonomik büyümeyi nasıl etkilediği iki iktisat okulunun
görüşleri çerçevesinde şekillenmektedir (Chipote ve Precious, 2014; 12). Merkez
bankaları fiyat istikrarını para arzını kontrol ederek sağlamaya çalışmaktadır.
Bu amaçla uygulanan para politikaları birçok kanal yoluyla ekonomik büyümeyi
etkilemede önemli bir role sahiptir(. http://www.cenbank.org 2013) Özellikle Keynesyen ve Monetarist
iktisatçılar arasında bu tartışma halen devam etmektedir. Monetarist
iktisatçılar para arzında ya da para politikasındaki bir değişmenin doğrudan
üretim ve fiyatlar genel düzeyi üzerinde etkisi olduğunu vurgulamaktadırlar.
Aksine Keynesyen iktisatçılar para politikasındaki bir değişmenin paranın
aktarım mekanizması yoluyla reel ekonomiyi etkileyebileceğini
söylemektedirler(Khabo vd , 2005;350)
Dışa
açık bir ekonomide para politikalarının iç ve dış denge üzerindeki etkinliği
döviz kuru rejimleri ve sermaye hareketliliğinin yapısına bağlı olarak farklılık
göstermektedir. Genişletici bir para politikası, faiz oranını düşürüp iç
yatırımları özendirerek ulusal geliri yükseltir. Ulusal gelirin yükselmesi ise
yabancı mal ve hizmetlere olan talebi artırır. Böylece, cari işlemeler
bilançosundan kaynaklanan gelişmelere dayalı olarak döviz talebi artar. Bu da
serbest değişken kur sistemi koşullarında döviz kurunu yükseltir ya da ulusal
paranın değer kaybına neden olur. Ulusal paradaki değer kayıpları ise, diğer
yandan ihracatı artırıp ithalâtı Azaltarak (net ihracatı artırarak) ulusal
gelir artışını destekler(Oktar, vd, 2012 ;5).
Türkiye
ekonomisinde para politikası temelde faiz, döviz kuru ve enflasyon anahtar
değişkenleri üzerinden çıktı düzeyini etkilemektedir. Ne var ki, para
politikası çıktı düzeyini etkilemede önemli bir araç olmasına karşın, para
politikasının etkinliği özellikle kriz dönemlerinde sınırlı kalabilmektedir. Bu
nedenle, sürdürülebilir ekonomik büyüme ve finansal istikrar için başta maliye
politikası olmak üzere diğer yapısal politikalar birlikte eşgüdüm içerisinde
uygulanmalıdır. (Oktar ve Levent, 2012;41).
III
Literatür
Javed
ve Şahinöz (2005)’ün Türkiye ekonomisi üzerine yaptıkları çalışmada ekonomik
büyüme ve kamu harcamaları arasındaki ilişki test edilmeye çalışılmıştır.
Açıklayıcı değişken olarak para arzı kullanılmadan yapılan bu çalışmada kamu
harcamaları ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemde bir ilişki bulunamamıştır.
Kamu harcamaları ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemde ilişkinin varlığı
ancak modele para arzı değişkeni ilave edildiği zaman ortaya çıkmıştır. Yapılan
analiz sonucunda para arzı ve ekonomik büyüme arasında tek yönlü bir
nedensellik ilişkisi ortaya çıkarken, kamu harcamaları ve para arzı arasında
ise iki yönlü bir nedensellik bulunmuştur.
Peker
(2007) çalışmasında, Türkiye ekonomisi
için para politikasının reel etkilerini incelemiştir. Peker (2007)’e göre, para
politikasının hem öngörülmeyen hem de öngörülen reel etkileri olduğu
görülmüştür. Bu sonuç iktisat kuramları açısından değerlendirildiğinde;
Keynesgil geleneğin savlarının desteklendiğini, Klasik geleneğin savlarının ise
destek bulmadığını göstermiştir. Para politikasının reel etkileri öngörülen ve
öngörülmeyen ayrımına göre analiz edildiğinde ise, Rasyonel Beklentiler
Kuramının lehine kanıtların bulunmadığı sonucuna varılmıştır. Çünkü çalışmada
hem öngörülen hem de öngörülmeyen para politikalarının reel çıktı üzerinde
etkileri ortaya çıkmıştır.
Ali
vd (2008) ‘nin Güneydoğu Asya ülkeleri için yaptıkları çalışmada, ekonomik
büyüme üzerinde para ve maliye politikasının etkileri analiz edilmiştir. ARDL sınır testi kullanılarak yapılan çalışmada para arzının hem
kısa hem de uzun dönemde ekonomik büyüme üzerindeki etkisi pozitif bulunmuştur.
Maliye politikasının ise hem kısa hem de uzun dönemde ekonomik büyüme üzerinde
etkisinin olmadığı görülmüştür. Bu çalışmada para politikasının ekonomik büyümeyi
arttırıcı etkisinin maliye politikasından çok da yüksek olduğu bulunmuştur.
Yücel
(2009) ‘in Türkiye için 1989 ve 2007 arasında aylık veriler kullanarak yaptığı
çalışmasında ekonomik büyüme, dışa açıklık ve finansal gelişme arasındaki
ilişkiyi incelemiştir. Yapılan analizde finansal gelişme ve ekonomik büyüme
arasında negatif yönlü bir ilişki varken dışa açıklık ile ekonomik büyüme
arasında pozitif yönlü bir ilişki bulunmuştur. Granger nedensellik analizinde
finansal gelişme, dışa açıklık ve ekonomik büyüme arasında iki yönlü bir ilişki
bulunmuştur.
Mohammed
(2009)’in Pakistan için yaptığı çalışmada ise M2, kamu harcamaları ve ekonomik
büyüme arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını VAR modeli
yardımıyla incelenmiştir. Yapılan eş-bütünleşme analizinde kamu harcamaları ve
M2 arasında negatif yönlü bir ilişki varken, M2 ve ekonomik büyüme arasında
pozitif yönlü bir ilişkinin olduğu tespit edilmiştir. Ogunmuyiwa ve Ekone (2010)’nın
yaptıkları en küçük kareler yöntemi ve hata düzeltme modeli ile Nijerya için
yapılan çalışmada ekonomik büyüme üzerinde para arzındaki artışların pozitif
yönlü bir etkisinin bulunduğu tespit edilmiştir. Jawaid et al. (2010) nın Pakistan ekonomisi
için yaptıkları eş bütünleşme ve VAR analizleri sonucunda para politikasının
ekonomik büyüme üzerindeki etkisinin uzun dönemde pozitif olduğu ve maliye
politikasına göre daha etkin olduğu yönünde sonuçlar elde edilmiştir. Taban(2010) Türkiye için yapmış olduğu kamu
harcamalarının ekonomik büyüme üzerindeki etkisini analiz eden çalışmasında
sınır testi yaklaşımı kullanarak kamu harcamalarındaki artışın ekonomik
büyümeyi arttığı yönümde bulgular elde etmiştir. Sakyi (2011) in Ghana için yaptığı çalışmada otoregresif AR) modelinde dışa açıklık, ekonomik büyüme ve dış
yardımlar arasında hem kısa hem de uzun dönemde pozitif yönlü bir ilişkinin
varlığı bulunmuştur. Bu analizde kamu harcamalarının ise ekonomik büyümeyi
negatif yönde etkilediği sonucuna ulaşılmıştır.
Fasanya,
Onakoya ve Agboluaje (2013)’nin yaptıkları çalışmada para politikası ile
ekonomik büyüme arasındaki ilişki 1975-2013 arası için incelenmiştir. Yapılan
Var analizi sonucunda para politikası ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemli
bir ilişkin varlığı ortaya çıkmıştır(Fasanya, vd 2013;636)
Chipote
ve MakhethaKosi ( 2014)’nin Güney Afrika için yaptığı para politikasının
ekonomik büyümeyi teşvik edip etmediği çalışmasında, uzun dönemde para
politikası ve ekonomik büyüme arasında pozitif yönlü bir ilişkinin var olduğu
yönünde bulgular elde etmiştir. Yani uzun dönemde uygulanan para politikası
ekonomik büyümeyi etkilemektedir. Ivrendi ve Yildirim (2013)’de Türkiye, Güney
Afrika, Brezilya, Çin, Hindistan ve Rusya’yı içeren altı ülke örneğine dayanan
yapısal VAR modeli oluşturmuştur. Bu modelde, sıkı para politikası uygulamasının faiz
oranları yoluyla enflasyon ve büyüme üzerinde negatif bir etki yarattığı
sonucuna ulaşılmıştır(Sulaiman,2014; 35).
Düzgün
(2010)’ün RDL (Autoregressive Distributes
Lag) yöntemini kullandığı çalışmasında elde edilen bulgulara göre, para
politikası Türkiye ekonomisi üzerinde pozitif ama anlamsız bir etkiye sahipken;
kamu harcaması negatif ve anlamlı bir etkiye sahiptir. Genişletici bir para
politikası ekonomiyi canlandırırken, genişletici bir maliye politikası ekonomiyi
daraltmaktadır. Genişletici maliye politikasının neden olduğu bütçe açığı,
faizler aracılığıyla özel yatırımı azaltacak ve ekonomiyi daraltacaktır. Her
iki yöndeki bulgular, Monetarist görüşün geçerli olduğunu ortaya koymaktadır.
Ancak, para politikasını temsil eden değişkenin anlamsız çıkması, para politikasının
ekonomi üzerinde etkinsiz olduğunu ortaya koymaktadır. Sonuç itibariyle, maliye
politikası Türkiye ekonomisi üzerinde daha etkilidir.
Monetarist
görüşü destekleyici sonuçların varlığı ortaya çıkmıştır. Ama bazı istisnai
durumlar da bulunmaktadır. Bunun en önemli nedeni ise ülkenin ekonomik durumu, analizde
kullanılan metot ve seçilen verilerin özelliğinden kaynaklandığı söylenebilir(Precious
vd ,2014; 65).
A. Yöntem ve Değişken Seçimi
Çalışmada. 1998.01-2015,04
dönemi için Türkiye’de para politikasının ekonomik büyüme üzerindeki etkisi Johansen
eş bütünleşme yaklaşımıyla test edilmiştir. Çalışmada değişkenlerin seçiminde
uluslararası ampirik çalışmalar dikkate alınmıştır. İktisadi değişkenler, gerçek
değerleri üzerinde doğrusal değil, genellikle logaritmik değerleri üzerinde
doğrusaldır. Bu yüzden, serilerin gerçek değerleri yerine logaritmik
değerlerinin kullanılması önerilmektedir. GSYİH ve
Merkez Bankası politika faizlerinin birbirleriyle etkileşim içinde olduğu bu
çalışmada her iki veri setinin logaritmik haliyle çalışmayı seçtik ve para
piyasasını temsilen Merkez Bankası politika faizlerini, ekonomik büyümeyi
temsilen de Gayrisafi Milli Hasıla değişkenlerini kullanıldık. Baz yılı 1998
olan veri seti Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Elektronik Veri Dağıtım
Sistemi’nden temin edilmiştir.
Ekonometrik
analizlerde kullanılan değişkenlerin, analizde yer aldığı şekliyle simgeleri ve
açıklamaları Tablo 1’de özetlenmiştir
Tablo
1. Değişkenlerin Açıklanması
LOGGSYİH
LOGFAİZ
|
Logaritmik GSYİH
Logaritmik
politika faiz oranları
|
B. Geliştirilmiş Dickey-Fuller (ADF) Birim Kök
Testi
Dickey ve Fuller (1979:427-431) durağan olamayan
serilerin test edilebilmesi için bir birim kök testi geliştirmişlerdir.
Dickey-Fuller’in testlerindeki kilit görüş. durağan olmayan serilerin testinin.
birim kökün varlığının testi ile aynı olmasıdır. Dickey-Fuller’in birinci
dereceden otoregresif süreç (AR(1)) şeklindeki temel modeli aşağıdaki gibidir:
Otoregresif modelde
. sıfır ortalama ve
sabit varyanslı. otokorelasyona sahip olmayan
hata terimidir. Modele göre.
ise zaman serisi
durağan.
ise zaman serisi
durağan olmayacaktır.
olan bir zaman
serisi genellikle rassal yürüyüş süreci olarak adlandırılmaktadır. Bu durumda
boş hipotez
. ve alternatif
hipotez
’dir.
Dickey ve Fuller (1979:428) ayrıca. birim kökün
varlığının tespiti için kullanılabilecek üç alternatif regresyon eşitliği önermektedir:
Dickey-Fuller (1979:427)’e göre
olması durumunda seri fark alınarak
dönüştürülmelidir. Ancak fark alınırken otokorelasyonun varlığı dikkate
alınmalıdır. Denklemin her iki tarafından
çıkartılırsa
modeller fark denklemleri şeklinde yazılabilir:
Dickey-Fuller birim kök testi bütün modellerde.
ya da
olmak üzere
olup olmadığı ile
ilgilenmektedir. Dickey-Fuller test istatistiği. fark alınmış modeldeki
gecikmeli bağımlı değişken için t istatistiğidir. Ancak standart normal dağılım
tablosu kritik değerler için kullanılamamaktadır. Dickey-Fuller birim kök testi
için kritik değerler. Dickey ve Fuller (1979) ve daha sonrasında bu değerleri
geliştiren MacKinnon (1991) tarafından sunulmaktadır. Dickey-Fuller istatistik
değeri. kritik değerden küçükse. birim kökün varlığına yönelik boş hipotez
reddedilir ve
durağan süreçtir şeklinde sonuca
varılmaktadır.
Dickey ve Fuller (1979) tarafından geliştirilen
birim kök testi. bütün serileri birinci dereceden otoregresif süreç olarak ele
almakta ve hata terimlerinde otokorelasyonun bulunmadığını ileri sürmektedir.
Dickey ve Fuller (1981). hata teriminin otokorelasyona sahip olması durumunda.
otokorelasyonu kaldırmak için bağımlı değişkenin ilave gecikmeli değerlerini
içerecek şekilde Dickey-Fuller birim kök testini geliştirmişlerdir.
Geliştirilmiş Dickey-Fuller birim kök testi olarak adlandırılan modelde ilave
terimlerdeki gecikme uzunluğu Akaike Bilgi Kriteri (AIC) yada Schwartz Bayesyen
Kriteri (SBC) tarafından belirlenmektedir. ADF birim kök testine ilişkin
modeller ise şu şekildedir:
C. Eş bütünleşme
Testi
Ekonomik
teoriler, bazı değişkenler arasında uzun dönemli ve istikrarlı bir ilişkinin
olduğunu öngörmektedir. Son yıllarda yapılan uygulamalı çalışmalarda 1980’li
yılların ikinci yarısında geliştirilen uzun dönem ilişkinin ortaya konmasında
Johansen eş bütünleşme yaklaşımı yaygın olarak kullanılmaktadır (Johansen,
1988; Johansen ve Juselius, 1990). Eş bütünleşme yaklaşımı teoride değişkenler
arasındaki uzun dönemli ilişkilerin öngördüğü değişkenlerin birbirinden
uzaklaşmayacağını ifade etmektedir (Ağır, 2003; Kadılar, 1996: 78). Yaygın
olarak kullanılan eş bütünleşme yöntemi olan Johansen eş bütünleşme
yaklaşımının üstünlüğü;
i)
Analizde
kullanılan değişkenler arasında olabilecek eş bütünleşme vektörlerinin
sayısının belirlenebilir olması
ii)
Eş
bütünleşme ve ilgili parametrelerin en çok olabilirlik tahminlerini elde etmesi
olarak ifade edilmektedir (Holden ve Thompson,1992: 30-31).
Diğer
taraftan eş bütünleşme, ekonomik teorinin beraber hareket edeceğini beklediği
değişkenlerin birbirlerinden uzaklaşma eğilimi içerisinde bulunmaları halinde
piyasa güçlerinin veya diğer politika araçlarının çalışmasıyla aralarındaki
dengenin yeniden kurulacağı anlamına gelmektedir (Ağır, 2003; Tarı, 2002: 372).
Bu bağlamda, eş bütünleşme, bir veya birden fazla değişkenin durağan olmasa
bile doğrusal kombinasyonlarının durağan olabileceğini vurgulamaktadır
(Charemza ve Deadman, 1997; Tarı, 2002). Johansen (1988), eş bütünleşme
vektörlerinin sayısını belirlemek için iz (trace) ve en büyük özdeğer (maximal
eigenvalue) istatistikleri adlı iki farklı test önermektedir. Eş bütünleşme
ilişkilerinin sayısını veren ∏’nin rankı, özdeğerlerin istatistikî olarak
sıfıra eşit olup olmadığı hipotezi ile belirlenmektedir.
H0: λi=0, i=r+1, …, n
H0: En fazla
r tane eş bütünleşme vektörü vardır.
Burada
r’ın farklı değerleri için sınırlamalar yapılabilir ve sınırlandırılmış modelin
en çok olabilirlik fonksiyonunun logaritması ile sınırlandırılmamış modelin en
çok olabilirlik fonksiyonunun logaritması karşılaştırılarak standart olabilirlik
testi hesaplanır. Yukarıdaki boş hipotezi iz (trace) istatistiği ile şu şekilde
hesaplanır:
λiz= -2
Burada
Q=sınırlanmış en çok olabilirlik/sınırlandırılmamış en çok olabilirlik ve T
analizdeki gözlem sayısını göstermektedir. Bu istatistik, en fazla r tane eş
bütünleşme var boş hipotezini, r’den fazla eş bütünleşme vektörü var alternatif
hipotezine karşı test etmektedir. Örneğin boş ve alternatif hipotezler
aşağıdaki gibi oluşturulabilir.
H0: r = 0
HA: r ≥ 1
H0: r ≤1 HA:
r ≥ 2
H0: r ≤2 HA:
r ≥ 3
H0: r ≤n HA: r ≥ n
Başlangıçta
eş bütünleşme yoktur boş hipotezi, en azından bir eş bütünleşme vektörü vardır
alternatif hipotezine karşı test edilmektedir. Eğer boş hipotez reddedilir ise,
burada en azından bir vektör vardır. İkinci adım ise, en fazla bir vektör
vardır boş hipotezinin en azından 2 eş bütünleşme vektörü vardır alternatif
hipotezine karşı test edilmesini gerekli kılar ve süreç bu şekilde devam eder.
Bir diğer testi en büyük özdeğer (maximal eigenvalue)
istatistiği oluşturmaktadır:
λ max = −T log(1− λr+1) , r = 0,1, …,
n-2, n-1 (1.10)
Bu
test istatistiği ise, incelenen değişkenler arasında kesinlikle r eş bütünleşme
vektörü vardır boş hipotezini, r+1 eş bütünleşme vektörü vardır alternatif
hipotezine karşı test etmektedir. Örneğin, boş ve alternatif hipotezler şu
şekilde oluşturulur:
H0: r = 0 HA:
r = 1
H0:
r = 1 HA: r = 2
H0:
r = 2 HA: r = 3
H0:
r = n HA: r = n
En büyük özdeğer istatistiği alternatif
hipotezin kesinlikle r tane olduğunu ifade ederken, iz istatistiği biraz esnek
şekilde r’dan fazla eş bütünleşmenin olabileceğini ifade eder. Bu aşamada,
hesaplanan iz ve en büyük özdeğer istatistiklerinin, Johansen ve Juselius
(1990) ve Osterwald-Lenum (1992) tarafından elde edilen kritik değerlerle
karşılaştırılmasının yapılması gerekmektedir.
C. Ampirik Analiz
Gayrisafi
milli hasıla ve Merkez bankası gecelik faizleri arasındaki uzun dönemli ilişkisinin analizi için öncelikle serilerin
birim kök içerip içermediğine bakılmıştır. ADF birim kök testi sonucuna göre,
serilerin birim kök içerdiğini gösteren boş hipotez %5 anlamlılık düzeyinde
reddedilmiştir. ADF birim kök testi sonuçları, hem GSYİH hem de politika faizleri
serilerinin seviye değerlerinde durağan olduğunu göstermektedir. Sonuçlar tablo
2 ve tablo 3’de görülmektedir. Serilerin hangi düzeyde durağan olduklarını
ifade eden birim kök test istatistikleri ek 2 ‘de tablo halinde gösterilmiştir.
Tablo 2. LogFaiz
Birim Kök Sınaması
LOGFAİZ Birim Kök sınaması
|
||||
t-Statistic
|
Prob.*
|
|||
Augmented Dickey-Fuller test statistic
|
-6,85321
|
0.0000
|
||
Test critical values:
|
1% level
|
-3,53159
|
||
5% level
|
-2,90552
|
|||
10% level
|
-2,59026
|
|||
Tablo
3. LOGGSYİH Birim Kök Sınaması
t-Statistic
|
Prob.*
|
|||
Augmented Dickey-Fuller test statistic
|
-8,26504
|
0.0000
|
||
Test critical values:
|
1% level
|
-3,52852
|
||
5% level
|
-2,9042
|
|||
10% level
|
-2,58956
|
|||
Eş bütünleşme analizi için gerekli şart her iki serininde aynı derecede durağan olduğunun belirlenmesinden sonra değişkenler arasında koentegrayon ilişkisinin varlığını ayrı ayrı test etmek için Johansen maksimum olabilirlik yöntemi kullanılmıştır. Eş bütünleşme testi uygulanmadan önce tüm değişkenler için bir VAR modeli oluşturularak modele ilişkin optimal gecikme uzunluğunu Olabilirlik Oranı (Likelihood Ratio, LR) 2, Nihai Tahmin Hatası (Final Prediction Error, FPE) 1, Akaike (AIC) 1, Schwarz (SC) 1 ve Hannan-Quinn (HQ) sonuçlarına göre bir olarak belirlemiştir. Uygun gecikme uzunluğu sonuçları Ek-1’de verilmektedir. Model seçimi için seviyede deterministik trende izin veren eş bütünleşme vektöründe sadece sabit terimin yer aldığı Model 3 serilere uygun olarak belirlenmiştir. Johansen Eş bütünleşme Testi sonuçları 1 gecikme değeri için Tablo 4’de verilmiştir.
Tablo 4. Johansen Eş
bütünleşme Testi Sonuçları
λ İz İstatistiği
|
|||
Hipotezler
|
Özdeğeler
|
İz
değerleri
|
Kritik
değer
|
H0:r=0,
H1;r=1
H0;r≤1,
H1;r=2
|
0.318137
0.047595
|
29.35507
3.316025
|
25.87211
12.51798
|
λmaks istatistiği
|
|||
H0:r=0,
H1;r≥1
H0:r≤1,
H1;r≥2
|
0.318137
0.047595
|
26.03904
3.316025
|
19.38704
19.38704
|
Not:
Tüm değişkenler %1, %5 ve %10 düzeyinde anlamlıdır.
Maksimum
özdeğer ve iz istatistikleri Osterwald-Lenum (1992)’nin kritik değerleri ile
karşılaştırıldığında hem maksimum özdeğer hem de iz test istatistiklerinin
birinci hipotezlerinin %1 anlamlılık düzeyine göre ret edildiği görülmektedir.
Dolaysıyla maksimum özdeğer, hem de iz istatistiği LOGGSYİH VE LOGFAİZ
değişkenlerinin eşbütünleşik olduğunu ve П matrisinin aşaması bire eşit
olduğu için, LOGGSYİH ve LOGFAİZ değişkenleri arasında bir eştümleştirici
ilişki olduğunu ortaya koymaktadır.
Tablo 5. Zayıf dışsallık
test sonuçları
Değişkenler
|
Sıfır
Hipotezi
|
LR
|
PROB
|
||
LOGGSYİH
|
H0;a11=0
|
|
0.000003
|
||
LOGFAİZ
|
H0;a21=0
|
1.488789
|
0.048446
|
Not: LR %1,
%5 ve %10 düzeyinde anlamlıdır.
Tablo 5 incelendiğinde hem LOGGSYİH, hem de LOGFAİZ
değişkenleri için sıfır hipotezi ret edilmektedir. Bu iki değişken zayıf ekzojen olmadıklarından
birer içsel değişkenlerdir ve modelin hem LOGGSYİH, hem de LOGFAİZ değişkenleri
yönünden ele alınması gerekmektedir.
Tablo
6.Eş bütünleşik uzayında bulunma test
sonuçları
Değişkenler
|
Sıfır
Hipotezi
|
LR
|
PROB
|
|||
LOGGSYİH
|
H0;b11=b12=0
|
|
|
|||
LOGFAİZ
|
H0;b11=b12=0
|
|
0.000002
|
Not: %1, %5 ve %10 düzeyinde
anlamlıdır
Yukarıdaki
tablo incelendiğinde LOGGSYİH ve LOGFAİZ modelleri için sıfır hipotezi ret
edilmektedir. Dolayısıyla bu iki modelde, LOGGSYİH ve LOGFAİZ arasındaki eş
bütünleşme vektörünün, eş bütünleşme uzayında olduğu ortaya konulmaktadır.
Diğer bir ifadeyle Tablo 7’de bulunan eş bütünleşme ilişkisinin tesadüfi
olmadığını sonucuna ulaşılmaktadır.
Tablo 7. Eşbütünleşik katsayılar (Uzun dönem
elastikiyetleri)
LOGGSYİH
|
LOGFAİZ
|
SABİT
TERİM
|
|
Normalleştirilmemiş
Katsayılar
|
0.461014
|
8.043352
|
0,18275
|
GSYİH
MODELİ
|
|||
Normalleştirilmiş
Katsayılar
|
|||
1,
000000
|
17.44708
|
0.396409
|
|
Standart
Hata
|
(2.89667)
|
(0.06187)
|
|
FAİZ
MODELİ
|
|||
Normalleştirilmiş
katsayılar
|
0,057316
|
1,
000000
|
0.022721
|
Standart
Hata
|
(0.01452)
|
(0.00142)
|
Not: Tüm değişkenler %1, %5 ve %10 düzeyinde anlamlıdır.
LOGGSYİHt=-0,396409-17.44708LOGFAİZ
t-ist (0,27074) (0,06586
LOGFAİZt=- 0.022721-0.057316LOGGSYİH
t-ist (0,16833) (0,04504)
GSYİH modelinde Faiz değişkeninin katsayısı (17.44708)
istatistiksel olarak %1 düzeyinde anlamlı bulunmuştur. Bu katsayı aynı zamanda
esnekliği de gösterdiğinden Faiz oranında %1’lik artış olması GSYH’yi %1’den
daha fazla azaltmaktadır. Faiz modelinde ise esneklik biraz daha düşüktür. Yani
GSYH’de meydana gelen değişmenin faiz üzerindeki etkisi oldukça düşük
kalmaktadır. Fakat her iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin var
olduğu görülmektedir. Yani iki seri arasında eş bütünleşme ilişkisi
bulunmaktadır.
Seriler arasında uzun dönemli bir
ilişkinin var olduğunun görülmesinin ardından kısa dönemli bir ilişkinin
varlığı analiz edilebilir. Türkiye için GSYİH ve politika
faizi değişkenleri arasındaki kısa dönemli ilişki hata düzeltme modeli
yardımıyla test edilmiştir. Sonuçlar Tablo 8 yardımıyla gözlenebilir. GSYİH ve
FAİZ modelleri için tahmin edilen uzun dönem ayarlanma katsayıları beklendiği
gibi negatif ve %1 düzeyinde anlamlı bulunmuştur. Bu katsayılar serilerin
durağan dışı olmasından kaynaklanan kısa dönem sapmaların bir sonraki dönemde
dengeye gelme hızını göstermektedir. Buna göre GSYİH denklemi için tahmin
edilen katsayı -0,000352, FAİZ denkleminde ise, -0,497159 çıkmıştır. Yani, bir dönemde
oluşan dengesizliğin GSYİH için yaklaşık %0,3 ‘ü FAİZ içinde %4’ü bir sonraki
dönemde düzeltilerek uzun dönem dengesine ulaşması sağlanır. Bu durum bize hem
GSYİH hem de FAİZ arasında kısa dönemde birbiri üzerinde etkili olduğu sonucuna
götürmektedir.
Tablo 8. Hata Düzeltme Modeli Sonuçları
D(LOGGSYIH)
|
D(LOGFAIZ)
|
D(LOGFAIZ)
|
D(LOGGSYIH)
|
||
CointEq1
|
-0,000352
|
0.028800
|
CointEq1
|
-0,497159
|
0.006076
|
(0.00180)
|
(0.00855)
|
(0.04764)
|
(0.03108)
|
||
[-0.19547]
|
[ 3.36729]
|
[-3.36729]
|
[ 0.19547]
|
||
D(LOGGSYIH(-1))
|
-0,039475
|
0.459372
|
D(LOGFAIZ(-1))
|
-0,203276
|
-0,038937
|
(0.13360)
|
(0.63464)
|
(0.12697)
|
(0.02673)
|
||
[-0.29546]
|
[ 0.72383]
|
[-1.60101]
|
[-1.45673]
|
||
D(LOGFAIZ(-1))
|
-0,038937
|
-0,203276
|
D(LOGGSYIH) (-1)
|
0.459372
|
-0,039475
|
(0.02673)
|
(0.12697)
|
(0.63464)
|
(0.13360)
|
||
[-1.45673]
|
[-1.60101]
|
[ 0.72383]
|
[-0.29546]
|
||
C
|
0.001149
|
-0,016669
|
C
|
-0,016669
|
0.001149
|
(0.00462)
|
(0.02195)
|
(0.02195)
|
(0.00462)
|
||
[ 0.24858]
|
[-0.75931]
|
[-0.75931]
|
[ 0.24858]
|
SONUÇ
Bir
ülkenin genel ekonomik görünümü, makroekonomik performans ile ölçülmektedir.
Açık ülke ekonomileri, yurt içinde ve yurt dışında yaşanabilecek gelişmelerin etkisi
altında kalmaktadır. Bu durum doğrudan makroekonomik performansa yansımaktadır.
Ortaya çıkabilecek etkinin olumsuzluklarını minimuma indirgemek için faiz
oranları kullanmaktadır. Bu durum döviz kurlarını değiştirmekte böylece döviz
kurlarında meydana gelen aşağı yukarı hareketler, enflasyon, iktisadi büyüme,
ödemeler dengesi, borç yapısı, bankacılık sektörü gibi makro değişkenleri
etkileyebilmektedir. Bu durum, ekonomik küreselleşmenin hız kazandığı dünya
ekonomileri açısından büyük önem arz etmektedir
Çalışmada
eş bütünleşme ve hata düzeltme denklemlerine göre hem kısa dönemde hem de uzun
dönemde GSYİH ve faiz oranları arasında güçlü bir ilişkinin varlığı görülmektedir.
Yalnız bu ilişkinin faiz oranları yoluyla GSYİH etkileme gücü daha yüksektir.
Nitekim faizlerdeki artış ve azalışların ekonomik büyümeyi etkilediği sonucu
iktisat teorisi ile de uyumludur. Şöyle ki teoride, para politikası değişikliği
sonucu faiz oranları yoluyla milli gelir etkilenmektedir. Genişletici para
politikası faiz oranlarını düşürerek yatırımların maliyetinin azalmasına yol
açmaktadır. Bu durumun bireylerin yatırım ve harcama kararlarını olumlu yönde
etkilemesi sonucu reel ekonomi canlanmaktadır. Ampirik analiz hem kısa hem de
uzun dönemde para politikası faiz oranları üzerinden yatırımları ve hasılayı
etkilemektedir. Bu da Türkiye de uygulanan para politikasının ekonomik büyüme
üzerinde etkili ve güçlü olduğunun kanıtıdır.
KAYNAKÇA
ADEFESO,
H ve
MOBOLOJİ, H ; (2010), “ The Fiscal-Monetary Policy And Economic
Growth In Nigeria: Further Empirical Evidence. Pakistan Journal
of Social Sciences 7(2), 137-142.
AĞIR
, H; (2003) “İMKB’nin Ekonomik Büyümeye
Etkisinin Ekonometrik Analizi”,
Yüksek Lisans Tezi, K.S.Ü Sosyal Bilimler Enstitüsü İktisat ABD.,
Kahramanmaraş
DICKEY
, D.A., FULLER, W.A; (1979)” Distribution of the estimators for autoregressive
timeseries with a unit root”. Journal
of American Statistical Association, 74 (366), 427-431.ss
DÜZGÜ, R; (2010), “Türkiye Ekonomisi’nde Para ve
Maliye Politikalarının Etkinliği Effectiveness of Monetary and Fiscal
Policies in Turkish Economy Uluslararası Sosyal Araştırmalar
DergisiThe Journal of International Social Research Volume 3 / 11 Spring 2010
FASANYA I. O. and ONAKOYA , A.B. O; (2013), “Does monetary policy influence economic
growth in Nigeria?” Asian Economic and Financial Review, 2013, 3(5):635-646 )
JAVED,
Z. H. and ŞAHİNÖZ, A; (2005),” To Visualize Relationship Between Economic
Growth, Goverrnment Spending and Money Supply: Evidence from Turkey”,
Journal of Applied Sciences
5(3), 569-574.
JOHANSEN
, S., ve JUSELIUS , K; (1990), “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration –With
Application to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, S. 52, ss. 169-210.
JOHANSEN
, S ; (1988), “Statistical
Analysis of Cointegration Vectors”, Journal of
Economic
Dynamics and Control, S. 2, ss. 231-254.
KADILAR
, C (1996), “Johansen
Esbütünlesme Analizi”,
Hazine Dergisi, Sayı 3,
KHABO,
V, HARMSE, C ; (2005), “The Impact of
Monetary Policy on The Economic Growth of A smal and Open Economy:The Case of
South Africa SAJEMS s, 8 No:3
Makhetha-Kosi
Palesa (2014) Impact of Monetary Policy on Economic Growth: A Case Study of
South AfricaChipote PreciousMakhetha-Kosi Palesa. Mediterranean Journal of
Social Sciences MCSER Publishing, Rome-ItalyVol 5 No 15 July 2014
OKTAR, S,
DALYANCI , L; (2012), “Türkiye
Ekonomisnde Para Politikasının Ekonomik Büyüme Üzerindeki Etkisi” Marmara Üniversitesi İİBF Dergisi Sayı: 1,
Cilt, XXXII
PEKER vd ;(2011), “Türkiye’de Döviz Kurunun Belirleyicileri:
Eş Bütünleşme Yaklaşımı” 9th International Conference 9. Bilgi Ekonomi ve Yönetim
Kongresi Bildiriler _Jun 23-25,
2011 Sarajevo-Bosnia & Herzegovina / 23-25 Haziran 2011, Saraybosna-Bosna
Hersek 2991
TARI,
R; (2006), Ekonometri,
4. Baskı, Avcı Ofset, İstanbul
TEHSEEN, S , FAISAL J , QADRİ, S; (2011),
” Monetary-Fiscal-Trade Policy and Economic Growth in Pakistan:Time Series
Empirical Investigation International Journal of Economics and Financial Issues Vol. 1, No. 3: 2146-4138
SULAIMAN
, L.A.; (2014), “ Public and Municipal Finance, Volume 3, Issue 2, 2014 35
(South Africa), Migiro, S.O. (South Africa) The nexus between monetary policy
and economic growth in Nigeria: a causality test
PRECIOUS,
C, PALESA, M ; (2014), “Impact of Monetary Policy on Economic
Growth: A Case Study of South Africa” Mediterranean Journal of Social
SciencesMCSER Publishing, Rome-ItalyVol 5 No 15July 2014
PEKER,
O ; (2007) , “Para Politikası Etkilerinin Ölçümü: Türkiye Örnegi” Yönetim ve Ekonomi, Cilt:14, Sayı :1,
s.181.
TABAN,
S; (2010),” An Examination of the Government Spending and Economic Growth Nexus for
Turkey Using the Bound Test Approach”. International Research Journal of
Finance and Economics, Issue
48, pp. 184-193.
YÜCEL
, F; (2009),” Causal Relationships
between Financial Development, Trade Openness and Economic Growth: The Case of
Turkey”. Journal of Social Sciences 5(1), 33-42.
ALİ
, S, IRUM S and ALİ , A; (2008),” Whether
Fiscal Stance Or Monetary Policy Is Effective For Economic Growth In Case Of
South Asian Countries” The
Pakistan Development Review 47(4),
pp. 791–799
SAKYI,
D ; (2011),” Trade Openness, Foreign
Aid and Economic Growth In Post-Liberalization Ghana: An Application Of ARDL
Bounds Test”. Journal of Economics and International Finance Vol. 3(3), 146-156
http://www.cenbank.org/Out/EduSeries/Series11.pdf/OUT/EduSeries/Series11.pdfHow
How Does
Monetary Policy Affect Economic Growth? http://www.cbn.gov.ng/Out/EduSeries/Series11.pdf Erişim Tarihi 15/11/2015
Ek 1
OPTİMAL GECİKME UZUNLUĞUNUZ BELİRLENMESİ
Endogenous
variables: LOGGSYIH1 LOGFAIZ1
|
|
Exogenous
variables: C
|
|
Lag
|
LogL
|
LR
|
FPE
|
AIC
|
SC
|
HQ
|
0
|
-64.86441
|
NA
|
0.027702
|
2.089513
|
2.156978*
|
2.116091
|
1
|
-57.18040
|
14.64764*
|
0.024693*
|
1.974388*
|
2.176783
|
2.054121*
|
2
|
-56.87165
|
0.569253
|
0.027726
|
2.089739
|
2.427065
|
2.222629
|
3
|
-53.15024
|
6.628767
|
0.028000
|
2.098445
|
2.570701
|
2.284490
|
4
|
-49.99617
|
5.421057
|
0.028807
|
2.124880
|
2.732066
|
2.364082
|
5
|
-49.26161
|
1.216612
|
0.032003
|
2.226925
|
2.969042
|
2.519282
|
6
|
-48.57162
|
1.099672
|
0.035653
|
2.330363
|
3.207410
|
2.675876
|
Ek 2
LOGFAIZ
Serisinin ADF Birim Kök Test Sonuçları
ADF Test
İstatistiği
|
Düzeyler
cinsinden
|
-0.956367
|
%1
|
-3.552666
|
Prob
0.7626
|
%5
|
-2.914517
|
||||
%10
|
-2.595033
|
||||
Birinci
farklar cinsinden
|
-6.365232
|
%1
|
-3,53159
|
0.0000
|
|
%5
|
-2,90552
|
||||
%10
|
-2,59026
|
LOGGSYİH Serisinin ADF Birim Kök Test
Sonuçları
ADF Test
İstatistiği
|
Düzeyler
cinsinden
|
-4.189568
|
%1
|
-3.588509
|
Prob
0.0119
|
%5
|
-2.929734
|
||||
%10
|
-2.603064
|
||||
Birinci
farklar cinsinden
|
-8,26504
|
%1
|
-3,52852
|
0.0000
|
|
%5
|
-2,9042
|
||||
%10
|
-2,58956
|
Seri
duzeyler ve birinci farklar cinsinden durağanlık şartını sağlamış ve durağan hale
gelmiştir.
Hiç yorum yok:
Yorum Gönder