Enflasyon Beklentileri1ab - Yıldız Teknik Üniversitesi
advertisement
2003] K. BATU TUNAY 65 Türkiye’de 1980 Sonrası Dönemde Enflasyon Beklentilerinin Rasyonelliğinin Sınanması Dr. K. Batu TUNAY* Özet Bu çalışma, 1980 sonrası dönemde Türkiye’de ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin nasıl şekillendiğini analiz etmek amacındadır. Bu çerçevede, enflasyon beklentilerinin analizi, Cagan (1956) modelini temel almaktadır. Çalışmada kullanılan ampirik yöntemler, uyumlu beklentiler hipotezini test etmek için Koyck yaklaşımına göre gecikmesi dağıtılmış modeller ve rasyonel beklentiler hipotezini test etmek için de koentegrasyon tahminleridir. Sonuçlar, ele alınan dönem için Türkiye’de enflasyon beklentilerinin rasyonel olduğunu göstermektedir. Abstract This paper aims to analyse how inflation expectations of economic agents in Turkey after 1980’s had been formed. In this framework, the analysis of inflation expectations is based on Cagan (1956) model. The empirical methods used in this paper are distributed-lag models according to Koyck approach for testing adaptive expectations hypothesis and cointegration estimates for testing rational expectations. The results show that inflation expectations in Turkey during that period had been formed rationally. JEL Sınıflandırması:C 22, C 52, E 13, E 17, E 31, E 41, E 50 1. Giriş Uzun bir dönemden beri, Türkiye ekonomisi yüksek ve kronik enflasyonist baskılar yaşamaktadır. Süre gelen enflasyonist baskılar, uygun politikalar üretilemediği ve/veya uygulanamadığı için zaman içinde kronikleşmiştir. Son * Yıldız Teknik Üniversitesi, Meslek Yüksekokulu, İktisadi ve İdari Programlar Bölümü 66 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN yirmi yıllık ekonomik gelişim analiz edildiğinde; enflasyonun temel sebebi olmasa da, enflasyon döngüsünü besleyen ve şiddetlendiren unsurların en önemlisi olarak ekonomik birimlerin enflasyonist beklentileri gösterilebilir. Teorik bir bakış açısıyla uluslararası literatür incelendiğinde de; ekonomik birimlerin beklentilerinin nasıl oluştuğu konusunun, kronik enflasyon sorununun analizinde kritik önemi olan bir faktör olarak öne çıktığı görülmektedir. Türkiye ekonomisinin 1980 sonrası içine girmiş bulunduğu dönüşüm sürecinde çok önemli adımlar atılmış, liberal bir anlayış çerçevesinde piyasa ekonomisinin tüm kurum ve kurallarıyla yerleştirilmesi konusunda bir temel oluşturulabilmiştir. Bununla birlikte, kamu kesimi maliyesindeki dengesizliklere dayalı ve öncülüğünü yüksek kronik enflasyonun yaptığı makro ekonomik dengesizliklerin tüm çabalara karşın önlenemediği de bir gerçektir. Kararlı bir enflasyonla mücadele sürecine girmiş olduğumuz şu son dönemde bile, enflasyon ve ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerini nasıl oluşturdukları konuları önemini korumaktadır. Hiç şüphesiz ki, bunda enflasyonun toplumsal ve ekonomik maliyetleri kadar; yüksek enflasyonun dizginlenebilmesi için iyi bir şekilde analiz edilmesi gerekliliğinin de payı büyüktür. Modern iktisat anlayışı içerisinde, enflasyon gibi ekonomik istikrarsızlıkların çözümlenmesine dönük iktisat politikaları oluşturulurken, karar alıcıların ekonomik birimlerin beklenti ve davranış kalıplarını bilmesi uygulamaların başarı şansını arttırmaktadır. Diğer taraftan, ekonomi politikalarının başarı olasılığını güçlendiren “kredibilite”, yani ekonomik birimlerin politikaya güvenlerinin sağlanmasında da; beklentilerin nasıl belirlendiğini bilmek önem taşır. Bu çalışma, Türkiye’de 1980 sonrası dönemde ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin nasıl oluştuğunu analiz etmek ve elde edilen bulgulara dayanarak politika önerileri sunmak amacındadır. Ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin analizi, Cagan’ın klasik modeli çerçevesinde “uyumlu beklentiler” (adaptive expectations) yaklaşımı ve Cagan modelinin “rasyonel beklentiler” (rational expectations) yaklaşımına uyarlanması yoluyla yapılmaktadır. Uyumlu beklentiler yaklaşımının test edilmesinde regresyon tekniğinden, rasyonel beklentiler yaklaşımının test edilmesinde de zaman serilerini analiz yöntemlerinden birisi olan “koentegrasyon” (cointegration) ve “koentegre VAR” (cointegrated VAR) tekniklerinden yararlanılmıştır. 2. Test Edilen Modellerin Teorik Yapısı 2.1. Orijinal Cagan Modeli ve Uyumlu Beklentiler Phillip Cagan’ın (1956) hiperenflasyon analizi, Milton Friedman’ın (1956) “Paranın Miktar Teorisi”ne ilişkin yeni yorumunu desteklemeye dönük ampirik 66 2003] K. BATU TUNAY 67 bir araştırmadır. Friedman, “Yeni Parasalcılar”ın (New Monetarists) iki temel fikrini geliştirmiştir. Birincisi, Miktar Teorisinin bir reel para mevcutları teorisi olduğu, ikincisi ise para talebinin zaman içinde istikrarlı seyrettiği kabulleridir. Cagan ünlü çalışmasıyla, altı ülkede parasal kaos esnasında reel para mevcutlarına olan talep fonksiyonunun istikrarlı olduğunu ortaya koyarak, Monetarist yaklaşımın görüşlerini desteklemekte ve ayrıca para talebi fonksiyonunun istikrarlı olmasına karşın karşılıksız para basılmasının hiperenflasyona sebep olduğunu da göstermektedir. Cagan modeli, teorik ve ampirik çalışmalarda önemli bir yer tutmaktadır. Bunda şüphesiz Monetarismin temel savlarını destekleyen en önemli ampirik çalışmalardan biri olması kadar; ekonomik birimlerin beklentileri konusunda yeni bir bakış açısı sunması da büyük rol oynamıştır. Bunlara ek olarak, beklenti kalıpları konusundaki modern yaklaşımların kaynağını oluşturmuştur. Sırf bu özelliğinden ötürü bile, hala üzerinde çalışılmaktadır ve geniş bir alt literatüre sahiptir. Cagan, reel para mevcutlarına olan talebi oldukça basit bir fonksiyonla ifade etmektedir. Bu fonksiyona göre; hiperenflasyon koşullarında reel para mevcutları talebi, beklenen enflasyon oranıyla ters ilişkilidir. Hiperenflasyon gibi olağanüstü enflasyon şartlarında, para talebini belirleyen değişkenler içerisinde ekonomik birimlerin enflasyon konusundaki beklentileri önem kazanmaktadır. Bu mantık dokusu dahilinde, olası diğer etkenlerin nispi önemleri azalmakta ve bu sebeple de bunların açıklayıcılığı fonksiyonda bir hata terimi ile ifade edilmektedir. Cagan (1956:37), ekonomik birimlerin beklentilerinin “uyumlu” (adaptive) olduğunu savunmuştur. Buna göre; gelecekteki gelişmeler hakkındaki beklentiler cari gelişmelere ve ekonomik birimlerin enflasyona karşı tepkilerine göre farklılıklar göstermektedir. Ekonomik birimlerin tutumları, beklenen değerlerin cari değerlerden ne oranda farklılaştığına bakılarak ayarlanmaktadır. Bunun teorik yansıması, beklenen enflasyon oranının geçmiş enflasyon oranlarının ağırlıklı ortalaması olarak tahmin edilmesidir (Cagan, 1994:324). Model aşağıdaki gibi ifade edilebilir: mt = β − απ te + ut (1) (1) nolu eşitlikte; mt reel para mevcutlarının logaritması (eğer M logaritmik para arzı ve P’de logaritmik fiyat düzeyi ise mt=Mt-Pt), πet t zamanında oluşan enflasyon beklentilerini, ut ise modelde yer almayan ama para talebini etkileyen diğer unsurları sembolize etmektedir. β denklem sabitini ve α da t dönemindeki enflasyon beklentilerinin katsayısını simgeler. Hemen belirtilmelidir ki; teorik olarak para piyasası denge koşulu para arzının para talebine eşit olmasıdır ve buna dayanılarak para talebi ya da para mevcutları yerine buna eşit olan para arzı serisi kullanılmaktadır (Cagan, 1956:43). 68 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN Enflasyon beklentileri (πe), doğrudan gözlemlenemediği için beklentilerin nasıl oluştuğuna dair aşağıdaki gibi bir varsayım yapılmıştır: π te − π te−1 = θ (π t − π te−1 ) (2) (2) nolu eşitlikte; θ, 0<θ≤1 olan beklenti katsayısıdır. (2) nolu ifade, uyumlu beklentiler yaklaşımı ön savıdır ve ekonomik birimlerin beklentilerini geçmişteki deneyimleri doğrultusunda bugüne uyarlayacaklarını, özellikle de yanlışlarını öğreneceklerini sembolize etmektedir (Gujarati, 1994:517). Yukarıda da değinildiği gibi, uyumlu beklentiler yaklaşımı altında beklentiler her dönemde ele alınan değişkenin cari değeri ile bir önceki beklenen değeri arasındaki farkın θ oranı kadar uyarlanmaktadır. π te = θπ t + (1 − θ )π te−1 (3) (3) nolu eşitlik; enflasyon oranının t dönemindeki beklenen değerinin, enflasyon oranının t döneminde gerçekleşen değeri ile bir önceki dönemde beklenen değerinin sırasıyla θ ve (1-θ) ağırlıklarıyla ağırlıklandırılan ortalaması olduğunu gösterir. Buna göre; θ=1 olduğunda πet=πt olacağından beklentilerin bütünüyle gerçekleşeceği söylenebilir. Diğer taraftan, θ=0 olduğunda πet=πet-1 olacak ve böylece beklentilerin durağan olduğu söylenecektir. Yani bugün geçerli olan koşullar, gelecekte de aynı kalacak ve geleceğin beklenen değerleri bugünün değerlerinin aynısı olacaktır (Gujarati, 1994:517-518). (3) nolu eşitliği (1) nolu eşitlikte yerine yerleştirirsek: [ ] mt = β − α θπ t + (1 − θ )π te−1 + ut mt = β − αθπ t − α (1 − θ )π te−1 + ut (4) Eğer (1) nolu denklem bir dönem geriye götürülüp, (1-θ) ile çarpılırsa ve bu çarpım (4) nolu eşitlikten çıkartılırsa (bazı basit cebirsel düzenlemelerden sonra) aşağıdaki eşitliğe ulaşılır:1 mt = θβ − θαπ t + (1 − θ )mt −1 + ut − (1 − θ )ut −1 mt = θβ − θαπ t + (1 − θ )mt −1 + vt (5) (1) nolu eşitlikte α, π’nin uzun dönem ya da denge değeri olan πe’deki bir birim değişmeye karşılık mt’deki ortalama tepkiyi ölçer. Diğer taraftan, (5) nolu eşitlikte θα, gözlenen ya da gerçekleşen π’deki bir birim değişmeye karşılık mt’deki ortalama tepkiyi ölçer. θ = 1, yani π’nin bugünkü ve uzun dönem değerleri aynı olmadıkça bu tepkiler kuşkusuz aynı değildir. 1 68 2003] K. BATU TUNAY 69 (5) nolu eşitlikte; vt = ut-(1-θ)ut-1 dir. Uygulamada önce (5) nolu eşitlik tahmin edilir. mt-1 den θ’nın değeri tahmin edildi mi, πt’nin katsayısı (yani θα) θ’ya bölünerek α bulunabilir. 2.2. Cagan Modelinin Rasyonel Beklentiler Yaklaşımına Uyarlanması 2.2.1. Rasyonel Beklenticilerin Eleştirileri ve Varsayımları Uyumlu beklentiler yaklaşımı, ekonomik birimlerin beklentilerinin modellenmesinde basit bir yöntem olduğu kadar, bunların davranışlarını analiz ederken makul bir bakış açısı da sunmaktadır. Ekonomik birimlerin karar alırken geçmişteki tecrübelerini göz önünde bulundurdukları savı oldukça akla yatkındır. Diğer yandan, eski deneyimlerin yenilere göre bunların davranışları ve kararları üzerinde daha az etkili olduğu varsayımı da gerçekçidir. Uyumlu beklentiler modeli, yukarıda ana hatlarıyla değinilen avantajlarına karşın; Neo-Klasik ekol taraftarlarınca “gerçek hayatı yeterince iyi bir şekilde karakterize edemediği” gerekçesiyle eleştirilmiştir. Kendilerine daha sonradan “Rasyonel Beklenticiler” adı verilen bir grup Neo-Klasik iktisatçı; ekonomik birimlerin beklentilerini oluştururken sadece geçmişteki deneyimlere dayanmadıklarını, bunun yanı sıra cari dönemde elde edebildikleri bilgi setinden de yararlandıklarını savunmaktadır. Öncülüğünü John F. Muth’un (1961) yaptığı ve başlıca savunucuları Robert Barro (1970), Robert E. Lucas (1976), Jacob A. Frenkel (1977, 1979), Thomas Sargent ve Neil Wallace (1973) gibi iktisatçıların oluşturduğu “rasyonel beklentiler” yaklaşımı, ekonomik birimlerin karar alırken ve beklentilerini oluştururken rasyonel davrandıklarını ileri sürmektedir. Rasyonel ekonomik birimler, gelecek konusundaki beklentilerini geçmişteki tecrübelerinin yanında cari dönemde elde bulunan tüm bilgileri analiz ederek oluşturmaktadırlar. Rasyonel beklentiler yaklaşımının iktisat politikası görüşleri, aynı zamanda Phillips Eğrisi analizinin de bir versiyonu olan “Lucas arz fonksiyonu” çerçevesinde açıklanabilir (Lucas; 1973 ve 1976): ( ) y t = y n + ω π t − π te + ξ t (6) (6) nolu eşitlikte; yt t dönemindeki toplam üretim ya da arz, yn normal üretim düzeyi ya da uzun dönem toplam üretim miktarı, πt t dönemindeki enflasyon oranı, πte t dönemindeki enflasyon oranının t-1 dönemindeki beklentisini (πte=Et1(πt)) simgelemektedir. ω (6) nolu birinci derece polinomda esneklik katsayısını 70 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN ve ξt ise ortalaması sıfır ve varyansı sabit hata terimini sembolize eder. Değişkenlerin logaritmik oldukları varsayılmıştır.2 Özellikle belirtilmelidir ki; (πt-πte) terimi, enflasyon tahmininin hatasıdır. Bu terim, para arzı şoklarının reel ekonomik faaliyetler üzerinde yaptığı gibi nominal olayların bazı potansiyel etkileri olabileceği kabulüne dayanmaktadır. Bahsedilen potansiyel etki, Phillips Eğrisi analizi çerçevesinde rasyonel varsayılan beklentilerden olası sapmaların ya da diğer bir ifadeyle beklenti hatalarının düzeyini göstermektedir. Örnek olarak, toplam arzı etkileyen bir politika işçilerin enflasyon konusunda beklenti hatalarına düşmesine sebep olabilir. Diyelim ki; işçiler gelecek dönemin fiyatlarını olması gerekenin altında tahmin ettiler, böylece toplu sözleşmelerle bağıtlanan ücret kontratları da olması gerekenin altında kalacaktır. Temelde bu tür tahmin hatalarının sonucu, reel girdi maliyetlerinin düşmesine (örneğimizde ücretler) bağlı olarak, bunlara olan talebin artmasıdır. Buna paralel olarak üretim miktarında da bir artış gerçekleşir. Böylece ekonomide, tahmin hatalarına dayalı geçici bir toplam talep fazlası ya da atıl üretim doğacaktır.3 Beklentilerin rasyonel olduğunu varsaydığımıza göre, ekonomik birimlerin sistematik hatalar yapmayacakları varsayımı altında ve üstteki açıklamaları da göz önünde tutarak enflasyonu belirleyen süreci tanımlayabiliriz. Rasyonel beklentiler, fiyat artışlarının aşağıdaki mekanizmaya uygun olduğunu kabul etmektedir: π t = π te + µ t (7) (7) nolu eşitlikte hata terimi, tesadüfi gelişmelerin ortaya çıkma olasılığını yansıtmaktadır. Yani yukarıda değinilen türde bazı olaylar cari enflasyon oranı ile beklenen enflasyon oranının farklılaşmasına sebep olacaktır. (7) nolu eşitlik, (6)’da yerine konursa; y t = y n + ωµ t + ξ t (8) 2 Bu varsayım Neo Klasiklerin, geleneksel Phillips Eğrisi analizinin karakterize ettiği ilişkilerin doğrusal olduğunu savunmalarından ötürü yapılmaktadır. 3 Açıklamalarda klasik Phillips Eğrisi değil, “beklentilerle genişletilmiş Phillips Eğrisi” (the expectations-augmented Phillips Curve) kastedilmektedir. Monetaristlerce ortaya atılan, beklentilerle genişletilmiş Phillips Eğrisi analizi, Neo Klasikler tarafından da baz alınmakta, fakat beklentilerin Monetaristlerin savundukları gibi “uyumlu” (adaptive) değil rasyonel oldukları kabul edilmektedir. Ancak beklentilerin rasyonelliği, tahmini yapanların ve beklentilerin her zaman doğru sonuç vereceğini öne sürmez. Ekonomik değişkenleri belirleyen süreçler çoğu zaman deterministik (kesinlikle belirleyen) değil stokastik (tesadüfi) olduğundan, beklenti hatalarının her dönem sıfır olacağı gibi bir ön koşul yoktur. Sadece beklenti hatalarının ortalamalarının sıfır olduğu kabul edilmektedir. 70 2003] K. BATU TUNAY 71 yeni elde ettiğimiz (8) nolu eşitlik, normal üretim düzeyinden olası sapmaların tesadüfi şoklara (µt ve ξt) bağlı olduğunu göstermektedir. Açıktır ki, bu model de politik karar alanını belirlemede yeterli değildir. Aşağıdaki gibi bir toplam talep denklemi ilave edilerek modeli daha açıklayıcı kılabiliriz: y t = −γ 1π t + γ 2 mt (9) (9) nolu eşitlikte; mt egzojen politika değişkenini simgeler. Burada para talebinin rolü sınırlıdır. Fiyatlar genel düzeyi, toplam arzın toplam talebe eşit olduğu noktada oluştuğundan (6) ve (9) nolu eşitlikleri kullanarak, enflasyonu tanımlayan daha somut bir ifade elde edebiliriz: πt = ( 1 ωπ te + γ 2 mt − y n − ξ t ω + γ1 ) (10) (10) nolu eşitlik, enflasyonu karakterize etmekte bir dereceye kadar daha detaylı bir yaklaşım yapmamızı sağlar. Beklentiler rasyonel varsayıldığına göre, enflasyon beklentileri cari enflasyon modelini temel alacaktır.4 1 ωπ te + γ 2 mt − y n − ξ t ω + γ 1 ( π te = E ) (11) Enflasyon beklentilerinin nasıl şekillendiğini ortaya koyan (11) nolu eşitlik, bize enflasyon beklentilerini somut olarak belirlememizi sağlayacak aşağıdaki ifadeye ulaştırır. π te = ( 1 ωπ te + γ 2 Emt − y n ω + γ1 ) (12) (12) nolu eşitliğe dayalı olarak, enflasyon konusundaki beklenti hatalarını (enflasyon belirsizliği) oluşturan mekanizmayı türetebiliriz. Bunun için; (10) nolu denklemden (11) nolu denklemi çıkartmamız yeterlidir. π t − π te = 1 [γ 2 (mt − Emt ) − ξ t ] ω + γ1 (13) (13) nolu eşitlik, (6)’da yerine yerleştirildiğinde, reel üretimin kendi normal düzeyinden sapmalarını açıklayan ayrıntılı bir ifadeye sahip oluruz. 4 Beklenen enflasyon, beklentiler şekillenirken cari enflasyonun ve edinilebilir bilginin matematiksel beklentisi olarak ifade edilmektedir. Sembolik olarak; πe=E(πI) yazılabilir, E matematiksel beklenti ve I cari dönemde edinilebilir tüm bilgidir. Bu bilgiye, (10) nolu eşitlikteki enflasyon hesaplama mekanizması da dahildir. Beklenen enflasyon, söz konusu mekanizmanın matematiksel beklentisine eşit olacaktır. 72 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN yt = y n + 1 [γ 2 (mt − Emt ) − ξ t ] − ξ t ω + γ1 (14) Görülmektedir ki, üretimin kendi doğal düzeyinden sapmalar toplam arz (ve talep) şoklarına ve politika değişken(ler)inin tahminindeki hatalara bağlı bulunmaktadır. Rasyonel beklentiler altında, politika değişken(ler)i konusundaki tahmin hatalarının beklenen değeri sıfır olacaktır. Bu yapı içerisinde politika otoritelerinin rolünü değerlendirebilmenin en kolay yolu, para arzını göz önüne almaktır. Para otoritelerinin politika reaksiyon fonksiyonu şu şekilde yazılabilir: mt = ϑmt −1 + µ t (15) Mevcut süreç, reaksiyon katsayısındaki (ϑ) bir değişim şeklinde veya bir tesadüfi şokla (µt terimindeki bir değişme) olağan seyrinin dışına çıkabilir. Rasyonel ekonomik birimler (ve gözlemciler), bu yapıya itibar ederek yukarıdaki model sistemini, πt değiştiğinde yeni πte için baştan çözerler. Tahminlerinde haklılarsa, kolayca itibar edebileceğimiz bir geri besleme sürecini elde ettiğimiz söylenebilir. Çünkü politikayı, ϑ katsayısı belirlemektedir. O halde, (7) nolu eşitlik elimizdedir. Buna bağlı olarak (8) nolu eşitlik de elimizde olduğuna göre, politika üretimi (veya işsizlik gibi otoritelerce müdahale edilmek istenen diğer değişkenleri) etkilemeyecektir. Diğer taraftan, ekonomik birimler tahminlerinde yanılırlarsa; sistematik hata yaptıklarına inanacaklar ve bu hatalarını bir süre sonra düzelteceklerdir. Yani ekonomik birimlerin olası bir tahmin hatasının etkisi geçicidir. Böylece, kısa vadede olmasa bile uygulanan politika yine reel bir etki doğurmayacaktır. Ancak sistematik olmayan doğasından ötürü, bir şok (ya da ϑ’deki bir değişim) etkili olacaktır. Başka bir deyişle; politik otoriteler için ekonomiye reel etkiler doğuracak şekilde müdahale etmenin yegane yolu öngörülemeyecek kararlar almaktır. Teknik olarak bu; ϑ katsayısını değiştirmekle mümkün olur.5 Ekonomik birimler para otoritesinin karar kökü olan politika reaksiyon fonksiyonunu bildiklerinden ve amaç değişkenin belirlenmesinde de bu değerler yer aldığından; para otoritesinin herhangi bir politika oluşturma olanağı bulunmamaktadır. Daha doğru ifadeyle; para otoritesinin oluşturacağı politikalar, ekonomik birimlerce tam olarak tahmin edilebildikleri için reel etkileri yoktur. Böylece para miktarı arttırılarak ya da azaltılarak, ekonomik büyüme, enflasyon ya da işsizlik gibi kontrol edilmek istenen değişkenler etkilenemez. Sadece, beklenmeyen ekonomik şoklar ve sürpriz niteliğindeki Burada, politika otoritelerinin ϑ katsayısını değiştirme gücü bulunmakla birlikte; µt terimini kontrol edemedikleri gözden uzak tutulmamalıdır. Diğer bir ifadeyle, µt teriminin değişmesi karşısında ekonomik birimler gibi politik otoriteler de hazırlıksız yakalanacaktır. 5 72 2003] K. BATU TUNAY 73 politika kararları etkili olabilir. Neo Klasik teorinin, rasyonel beklentiler yaklaşımını esas alan politika önerileri, yukarıda bahsedilen özelliklerinden dolayı “politika etkisizliği hipotezi” (policy ineffectiveness hypothesis) olarak da adlandırılmaktadır. 2.2.2. Cagan Modeline Rasyonel Beklentilerin Uyarlanması Şüphesiz, gerçek hayatta ekonomik birimlerin beklenti kalıplarını belirlemekte daha gerçekçi ve ayrıntılı bir analiz sunan rasyonel beklentiler yaklaşımı, bir o kadar da karmaşık olduğundan analiz açısından güçlükler taşımaktadır. Diğer taraftan, rasyonel beklenticiler uyumlu beklentiler yaklaşımını temel alan bir analitik yaklaşım yapmaktadırlar. Daha açık bir ifadeyle, uyumlu beklentiler rasyonel beklentilerin analizinde bir ön sav oluşturmaktadır.6 Bundan dolayı da, rasyonel beklentileri konu alan teorik ve ampirik çalışmalarda çoğunlukla klasik Cagan modeli baz alınmaktadır ve çözümlemeler bu model üzerinden yapılmaktadır. Örnek olarak; Sargent ve Wallace’ın 1973 ve Sargent’ın 1977 tarihli çalışmaları, Cagan modeline rasyonel beklentileri uyarlayan öncü çalışmalar niteliğindedir. Flood ve Garber, Burmeister ve Wall, ve Casella gibi araştırmacılar; fiyat düzeyinin kısmen piyasa kurallarından bağımsız olarak kendi kendini besleyen beklentilerce belirlenmesi olarak tanımlanabilecek “rasyonel spekülatif kabarcıklar”ın (rational speculative bubbles) varlığını sorgulamakta Cagan modelini kullanmışlardır(Engsted, 1994:331). Öte yandan Salemi ve Sargent (1979:752); yine rasyonel beklentilere uyarlanmış Cagan modelini temel alarak enflasyon ve para büyümesi için iki değişkenli bir VAR modelini test etmişlerdir. Sıralanan tüm bu ampirik çalışmaların odak noktası, para talebindeki bozulmaların veya paranın dolaşım hızına ilişkin şokların tesadüfi olduğunu ya da teknik bir ifadeyle rassal yürüyüş (random walk) gösterdiğini ispatlamaktır. Bu eleştiriye açık bir varsayım olmakla birlikte; Salemi ve Sargent’ın (1979) bulguları yine de bunun reddedilemeyeceğini göstermektedir. Buna karşılık, Goodfriend’in (1982) bulguları Salemi ve Sargent’ın kilerle taban tabana zıttır. Goodfriend; rasyonel beklentilere uyarlanmış Cagan modeli ile dolaşım hızı 6 İktisat teorisi açısından, Klasik Teorinin görüşlerine özellikle para teorisi bazında yeni bir yorum getiren Monetarism (ve bu görüşün test edilmesi gereksiniminden doğan uyumlu beklentiler yaklaşımı) Klasik Teorinin yeniden popülerlik kazanmasında önemli bir rol üstlenmiştir. Ama Klasik Teorinin bir bütün olarak ele alınması ve modern ekonomik yapının analizinde kullanımı Neo-Klasik ekolün çalışmalarıyla söz konusu olmuştur. İşte bu çerçevede, rasyonel beklentiler fikrini öne süren bir grup Neo-Klasik iktisatçı, Monetarist analizin para teorisi görüşlerini daha da geliştirmiş ve daha gerçekçi bir temele oturtmuştur. Bu yüzden iktisat çevrelerinde, Rasyonel Beklenticilere Monetaristlerin devamı gözüyle bakılmaktadır. 74 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN şoklarının tesadüfi olmadığını göstermiştir. Teknik olarak sorun dolaşım hızı şoklarının durağan olup-olmaması konusundadır. Birçok araştırmacı tarafından, bu şokların durağan olmadığı yönündeki Salemi-Sargent yaklaşımının kabul edilmesi; ister istemez yukarıda değinilen çelişkili sonuçları uzlaştırma gereksinimini doğurmuştur. Taylor (1991) ve Engsted (1993, 1994) gibi araştırmacılar, dolaşım hızı şoklarının tesadüfi olup-olmadığı varsayımının koentegrasyon tekniği ile şüpheye yer bırakmayacak bir şekilde test edilebileceğini savunmaktadır. Savundukları görüş basittir; “tesadüfilik varsayımı reel para mevcutları ile enflasyonun koentegre olmadığı durumlarda geçerli olabilir”.7 Buna ek olarak, Engsted 1993 tarihli çalışmasında dolaşım hızı şoklarının durağanlığı veri olduğunda, rasyonel beklentiler altında “kabarcık olmayan” Cagan modelinin koentegre VAR tekniği ile test edilebileceğini ortaya koymuş ve 1994 tarihli çalışmasıyla ilk bulgularını başka örneklerle de güçlendirmiştir. Bunun için; para miktarındaki değişimi ve reel para mevcutları ile para büyümesi arasındaki koentegrasyonu içeren bir koentegre VAR modeline test edilebilir koşullar tanımlamak yeterlidir. 2.2.3. Rasyonel Beklentilerin Test Edilmesinde Koentegrasyon Tekniği Rasyonel beklentileri test etmekte kullanılan model klasik Cagan modelini ifade eden (1) nolu eşitliğe çok benzemekle birlikte bazı ufak farklar vardır. Temelde iktisadi olarak taşıdığı anlam aynıdır; fakat uyumlu beklentiler yerine rasyonel beklentiler yaklaşımı modele uygulandığından; (1) nolu eşitlikte yer alan sabit terim (β) modelden çıkartılmış;8 ayrıca ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin t+1 dönemindeki enflasyona ilişkin tahminlerini yansıtacağı (πet+1) varsayılmıştır (Sargent, 1977:61-62; Salemi ve Sargent, 1979:741). Bu takdirde Cagan modeli aşağıdaki gibi olacaktır: mt = −απ te+1 + ε t (16) 7 Düzey halleri durağan olmayan değişkenlerin koentegre oldukları belirlenirse, birlikte hareketleri durağanlık gösterecektir. Daha açık bir ifadeyle, ayrı ayrı tesadüfilik gösteren değişkenler, bir arada deterministik olacaklardır. Bu itibarla, dolaşım hızı şoklarının tesadüfi olabilmesi için reel para mevcutları ve enflasyon değişkenleri koentegre olmamalıdır. 8 Durağan ve olasılıkla seri olarak korele dağılım terimi, çoğu kez analizi etkilemeksizin denklemin sağ tarafına eklenebilir. Sabit terimin analizde kritik bir faktör olduğunu düşünmeyen rasyonel beklenticiler uygulamalarında bu terimi ayrıca belirtmemekte, hata teriminin içine atarak ihmal etmektedirler. Sargent’ın (1977:61), Taylor’un (1991:328) ve çalışmamıza baz aldığımız Phylaktis ve Taylor’un (1993:32) çalışmalarında bu yöntem izlenmiştir. Bu sebeple biz de açıklamalarımızın devamında sabit terimi gösterimlere dahil etmeyeceğiz. 74 2003] K. BATU TUNAY 75 Eğer modelde yer almayan değişkenleri kapsayan εt durağansa ve bir “Wold gösterimi” olarak kabul edilirse; o zaman εt durağan olacaktır (ama seriler de olasılıkla seri olarak koreledir). Yukarıdaki açıklamalardan da hatırlanacağı gibi; Cagan’ın düşüncesi, çok yüksek enflasyonist koşullarda reel para mevcutlarının büyük oranda enflasyonist beklentilere göre şekillendiği ve para talebini etkileyen diğer unsurların (εt) görece olarak çok küçük bir rolü olduğudur (Cagan, 1956:25). (16) nolu eşitlikte; beklenen enflasyon (πe) yerine cari enflasyonu (π) konursa aşağıdaki ifade elde edilir: mt = −απ t +1 + δ t +1 (17) (17) nolu eşitlikte; δt+1 = [εt+α(πt+1-πet+1)]’dir. Varsayalım ki; yüksek ve hızlanan enflasyon koşulları altında, reel para mevcutlarının büyüme oranı ve enflasyonun değişme oranı durağandır. Bu teknik olarak, mt ve πt’nin birinci farklarının durağan olması demektir.9 πt, (pt-pt-1) olduğundan, zaten birinci farkı alınmış durumdadır. (17) nolu eşitliğin her iki tarafına da απt eklenirse; mt + απ t = −απ t2+1 + δ t +1 (18) (18) nolu eşitlikte sağ tarafa eklenen απt terimi, kendi başına birinci fark durumunda olduğu için απt+1 ile toplandığında (özde terimlerin logaritmik oldukları unutulmamalı); bu terimin ikinci farkı anlamında απ2t+1 olarak ifade edilir. Eğer beklentisel hataların durağan olduğunu varsayarsak, beklentileri şekillendirmek için kullanılan yöntem ne olursa olsun, απ2t+1 ve δt+1’in her ikisi de durağan olduğundan, mt ve απt serileri ayrı ayrı durağan olmasa da (18) nolu eşitlikteki (mt+απt) doğrusal kombinasyonu durağan olmalıdır. Bundan ötürü, reel para mevcutları ve enflasyon, Cagan modelindeki α parametresine tamamen eşit bir koentegrasyon (cointegration) parametresi ile koentegre olacaktır. Eğer du değişkenler koentegre ise, o zaman (17) nolu denkleme “sıradan en küçük kareler” (ordinary least squares) uygulanarak α’nın “süper tutarlı” (super consistent) bir tahmini elde edilebilir (Stock, 1987). Cagan modeli, reel para mevcutlarının cari düzeyinin ekonomik birimlerin gelecek dönemdeki enflasyon oranı konusundaki tahminlerine (teknik olarak α katsayısı ile çarpımı kadar) göre oluştuğunu ifade etmektedir (Bkz. (16) nolu denklem). Eğer ekonomik birimlerin enflasyon beklentileri rasyonel beklentiler hipotezine göre oluşuyorsa (ve Sargent’ın 1977’deki çalışması da izlenirse); E(εtIt) = 0 olduğunu varsayarız. O zaman tahmin hataları; λt +1 = π t +1 + α −1mt 9 (19) Engle-Granger’ın (1987) kullandıkları terminolojiye göre bunlar birinci dereceden entegredir, I(1). 76 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN t zamanında elde edilebilir bilgiye (It), orthogonal olmalıdır. Buna dayanarak aşağıdaki ifadeye ulaşırız: E (λt +1 I t ) = 0 (20) (20) nolu eşitliği ispat etmenin kolay bir yolu, λt+1’in kendisinin gecikmeli değerleri üzerinden en küçük kareler tahmini yaparak sıfır katsayıları için test etmektir.10 Koentegrasyon tekniği ile α katsayısının tahmini yapılarak, buradan elde edilen tahmin değeri yardımıyla (19) nolu eşitlikten λt+1 serisi oluşturulur ve seri kendi gecikmeli değerleri ile regrese edilir. Burada dikkat edilmesi gereken, gecikme sayısının koentegrasyon testi uygulanırken alınan gecikme sayısına eşit olmasıdır. Bulgular, null hipotezine göre değerlendirilir ve regresyon sonucunda null hipotezi reddediliyorsa veya bir diğer ifadeyle F istatistiği yüksek oranda anlamlı çıkıyorsa, bu takdirde ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin rasyonel olduğu söylenebilir (Taylor, 1991:337; Phylaktis ve Taylor, 1993:35). 2.2.4. Rasyonel Beklentilerin Test Edilmesinde Koentegre VAR Tekniği [ ] (16) nolu eşitlik için aktarım şartı; lim i →∞ α (1 + α ) π te+1 = 0 olursa, (16) nolu eşitliği aşağıdaki şekilde yazabiliriz: ∞ ∞ i =1 i =0 mt = −∑ b i ∆M te+ i + (1 − b )∑ b i ε te+ i −1 (21) (21) nolu eşitlikte; ∆M logaritmik nominal para miktarının büyümesi ve b=α(1+α)-1 dir. Söz konusu aktarım şartı, fiyat düzeyinin para arzının gelişimden bağımsız olarak kendi kendini besleyen beklentiler tarafından belirlendiği durumlarda, “rasyonel spekülatif kabarcıkları” göz ardı eder. (21)’e göre; reel para mevcutları düzeyi, gelecekteki parasal büyümenin ve/veya dolaşım hızı şoklarının bir tahmin edicisidir. Dolaşım hızı şoklarının olmadığı durumlarda, reel para mevcutları düzeyi α esneklik katsayısı kadar indirgenmiş gelecekteki para büyümesinin optimal tahmin edicisidir. Reel para mevcutları, enflasyon ve para büyümesi birinci farklarının durağan olması gerektiği veri kabul edilirse; (21)’in katsayılarını yeniden belirlemek yararlı olacaktır: mt + α∆M t = − (1 − b ) −1 ∞ ∑b ∆ M i =1 i 2 e t +i ∞ + (1 − b ) ∑ bi ε te+ i (22) i =0 10 Değişkenlerin koentegre oldukları yapılan testten anlaşılıyorsa; koentegrasyondan elde edilen α parametresinin tahmin değeri “süper tutarlı” (super consistent) olacağından (Stock, 1987), (20) nolu eşitlik test edilmiş gibi kabul edilir. 76 2003] K. BATU TUNAY 77 (22) nolu eşitlik; Mt ve Pt değişkenleri (mt=Mt-Pt olduğu unutulmamalı) 2. derece entegre ise (I(2)) ve dolaşım hızı şoku εt durağansa, rasyonel beklentilere uyarlanmış ve spekülatif rasyonel kabarcık olmadığı varsayımına dayanan Cagan modelinin, paranın büyüme oranı (∆Mt) ile reel para mevcutlarının (mt) koentegre olduğu test edilebilir bir ifadeye sahip olduğunu gösterir. α’nın tahmini ve modelin test edilmesi göz önüne alındığında, bu koentegrasyonun iki önemli sonucu vardır. İlki, daha önce de değinildiği gibi Stock’un (1987) yaklaşımına göre, reel para mevcutları ve para büyümesi arasındaki bir koentegrasyon regresyonunda α’nın süper tutarlı olarak tahmin edilebilmesidir. İkincisi de, α’nın bu süper tutarlı tahminini veri kabul edildiğinde, rasyonel beklentiler ve kabarcık olmadığını gösteren koşulların standart asemptotik teori kullanılarak test edilebileceğidir. Diğer bir ifadeyle, sözü geçen varsayımları tanımlayan koşulların iki değişkenli bir VAR modeli kurularak sınanmasının mümkün olduğudur. Bu VAR modeli durağan hale gelen ∆2Mt ve S t = mt + α̂∆M t değişkenlerinden oluşmakta ve sözü edilen değişkenler entegre olduklarından koentegre VAR adını almaktadır: ∆2 M t a (L )b(L ) ∆2 M t −1 e1t = + ( ) ( ) c L d L S S t −1 e 2 t t (23) (23) nolu eşitlikte; a(L) ,…., d(L) k’ıncı mertebeden polinominal gecikmelerdir. Parametre koşulları Engsted (1993) tarafından tanımlandığı gibidir: ci = (1 + α )a i , ∀i=1,….,k; d 1 = (1 + α )(α −1 + b1 ) ; d i = (1 + α )bi , ∀i=2,….,k; Bu koşulların test edilmesi ile ilgili en büyük sorun, bunların istatistiksel anlamda reddedilmelerinin ekonomik olarak ifade edilmesindeki güçlüktür. Koşulların reddi, Cagan modeline göre yanlış olduklarını yoksa sadece modelden geçici olarak saptıklarını mı gösterecektir? Aslında bu durum rasyonel beklentiler modellerinin tüm testlerinde ortak bir sorundur. Bu sorunun çözümüne yönelik olarak Campbell ve Shiller bir tür şimdiki değer modeli olarak formüle edilen ve tüm rasyonel beklentiler modelleri için genellikle uygulanabilir bir yöntem geliştirmişlerdir (Engsted, 1994:333). Yöntemleri Cagan modeli çerçevesinde; ekonomik birimlerin reel para mevcutları talebini kapsayan gelecekteki para büyümesinde tahmin edilebilir sapmanın ne kadar olduğunun bir ölçütünü VAR modelinden türetmektir. Böyle bir ölçütü elde etmek için, aşağıdaki gibi birinci dereceden bir VAR modeli yazılabilir: Z t = AZ t −1 + et 78 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN Bu modelde, Zt=[∆2Mt ,…., ∆2Mt-k+1; St ,…., St-k+1] ve A VAR katsayılarının “rehber” (companion) matrisidir. Bir sonraki adımda, St* olarak simgelenebilecek para büyümesi oranlarında gelecekteki değişmelerin iskonto edilmiş değerinin koşulsuz VAR tahmini türetilir. ∞ S t* = −(1 − b) −1 ∑ b i ∆2 M te+i i =1 ∞ = −(1 − b) −1 g ∑ b i A i Z t (24) i =1 = −αgA( I − bA) −1 Z t (24) nolu eşitlikte; g VAR modelinden ∆2M’yi ayıran (1×2k)’lık vektördür. (22) ile (24) nolu eşitlikler karşılaştırıldığında görülür ki, kabarcık olmayan rasyonel beklentilere uyarlanmış Cagan modeli doğruysa, St* (22) nolu eşitliğin sağ tarafına eşit olmalıdır. (22) nolu eşitlik (21) nolu eşitliğin yeniden düzenlenmiş hali olduğuna göre, St ve St* arasındaki ilişki ekonomik birimlerin para talebindeki “geleceğe bakan bileşeni” (forward-looking element) ölçecektir. Yani, ekonomik birimlerin reel para mevcutlarına bugünkü talebini kapsayan para büyümesindeki öngörülebilir büyümenin ne kadar olduğunu. Şayet rasyonel beklentiler ve kabarcık olmadığı varsayımları altındaki Cagan modeli herhangi bir ampirik unsura sahipse, St ve St* arasında yüksek oranda pozitif bir ilişki olmalıdır. Bu konudaki literatürün büyük bir bölümü, para arzını fiyatlardan paraya bir geri beslenim olmadığı anlamında egzojen olarak varsaymaktadır. Tanımladığımız koentegre VAR modelinin önemli bir özelliği böyle bir geri beslemeye olanak tanımasıdır (St,, ∆2Mt’nin Granger nedenidir). Eğer ekonomik birimler gelecekteki para büyümesini tahmin etmekte, cari ve gecikmeli para büyümesinden başka bilgi kullanırlarsa, rasyonel beklentilere uyarlanmış Cagan modeline göre St, bu bilgiyi özetleyecektir (Engsted, 1994:334). 3. Modellerin Türkiye Verileriyle Test Edilmesi Bu bölümde; Cagan modeli baz alınarak Türkiye verileri, uyumlu beklentiler ve rasyonel beklentiler yaklaşımlarının temel varsayımları altında ayrı ayrı test edilecektir. Kullanılan veri tabanı, 1987-1 ile 1998-12 dönemini kapsayan ve T.C.M.B kaynaklarından derlenen aylık “dolaşımdaki para” ve “tüketici fiyat endeksi” rakamlarıdır. Seçilen dönemin 1987’den başlatılması, daha önceki tarihlere ilişkin aylık verilerin sağlıklı olmayışından; 1998 sonu ile sınırlandırılması ise 1999’un istikrar uygulamalarının başlatıldığı ve diğer olağandışı gelişmelere sahne olan bir yıl olmasından ötürüdür. İlk planda Cagan modeli, teorik bölümde yapılan açıklamalar çerçevesinde (5) nolu eşitlik göz önüne alınarak ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin uyumlu olduğu varsayımı altında test edilmektedir. İkinci planda ise; Phylaktis 78 2003] K. BATU TUNAY 79 ve Taylor’un uyguladıkları yöntem izlenerek (1993:33-35); Cagan modeli rasyonel beklentiler yaklaşımı altında test edilmektedir. Bu bağlamda, teorik bölümde değinilen (8) nolu eşitlik önce durağanlık ve koentegrasyon testlerine tabi tutulmakta, ardından koentegrasyon yoluyla tahmin edilen α parametresi yardımıyla (9) nolu eşitlik yukarıda anlatıldığı şekilde regresyon temelli testlerle sınanmaktadır. 3.1. Cagan Modelinin Uyumlu Beklentiler Varsayımı Altında Test Edilmesi Ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin uyumlu olduğunu savunan Cagan’ın klasik yaklaşımının test edilebilmesi teorik bölümde de değinildiği gibi (5) nolu eşitlik yardımıyla mümkündür. (5) nolu denklem Türkiye verileri ile test edilmiş ve sonuçlar Tablo 1’de gösterilmiştir: Tablo 1. Regresyon Sonuçları: Uyumlu Beklentiler ( mt = θβ − θαπ t +1 + (1 − θ )mt −1 + vt ) ∧ ∧ θβ θα ∧ (1 − θ ) Katsayılar: 0.246 -1.067 0.940 Std. Hata: 0.146 0.715 0.048 t değerleri: 1.679 -1.493 19.665 p değerleri: 0.095 0.138 0.000 ∧ 0.06 R2: 0.732 ∧ 4.1 Durbin h: 0.0062 α: ∧ -17.783 Std. Hata: 0.2281 Anlamlılık: %5 F2,139: 193.351 θ: β: Tablo 1’deki sonuçlar; Türkiye’de ele alınan dönem için klasik Cagan modelinin geçerli olmadığını göstermektedir. Bunun sebebi, (5) nolu eşitlikte θα katsayısının tahmin değerinin t testinden geçememiş olmasıdır (th<t0.05). İstatistik tekniği açısından bu değişken modelden çıkartılarak regresyonun yinelenmesi gerekmektedir. Fakat bu takdirde de iktisat teorisi açısından amaçtan uzaklaşılmış olacaktır. Buna dayanılarak söz konusu dönemde ekonomik birimlerin enflasyon konusundaki beklentilerinin uyumlu (adaptive) olmadığı söylenebilir. 80 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN 3.2. Cagan Modelinin Rasyonel Beklentiler Varsayımı Altında Test Edilmesi Cagan modelinin Türkiye verileri için rasyonel beklentiler hipotezi altında sınanmasında; Sargent’ın 1977, Taylor’un 1991, Phylaktis ve Taylor’un 1993, Engsted’in 1993 ve 1994 tarihli çalışmaları baz alınmıştır. Özellikle; Phylaktis ve Taylor’un 1993 tarihli çalışmaları, 1970’lerde ve 1980’lerde çok yüksek enflasyon oranları yaşanan bazı Latin Amerika ülkelerindeki verileri test ettiğinden ilgi çekicidir. Cagan’ın (1956) genel kabul gören hiperenflasyon tanımlamasına göre; bir ülkede hiperenflasyondan bahsedilebilmesi için en az bir yıl boyunca aylık ortalama enflasyon oranının %50’yi aşması gerekmektedir. Oysa yüksek ve kronik enflasyon yaşanan pek çok ülkede, enflasyon oranları bu tanımlamanın altında kalmaktadır. Phylaktis ve Taylor’un çalışması, yüksek ve kronik enflasyon sorunu yaşanan Latin Amerika ülkelerine klasik Cagan modelini başarıyla adapte ettiği gibi, bu modeli rasyonel beklentiler hipotezi altında da test etmektedir.11 Bu itibarla; bahsedilen yaklaşım bir yüksek ve kronik enflasyon ekonomisi olan Türkiye’ye de uygulanabilir. 3.2.1. Taylor (1991) ve Phylaktis ve Taylor (1993) Modellerinin Testleri Tablo 2’de (17) nolu denklemde yer alan değişkenlerin durağanlığını test eden “birim kök” (unit root) testleri görülmektedir. Teori bölümünde de değinildiği gibi; απ2t+1 ve δt+1’in her ikisi de durağan olduğundan, mt ve απt serileri ayrı ayrı durağan olmasa da (18) nolu eşitlikteki (mt+απt) doğrusal kombinasyonu durağan olmalıdır. Tablo 2’de belirtilen sonuçlar; mt ve πt serilerinin her ikisinin de ele alınan dönem için I(1) olduklarını göstermektedir. Her iki değişken için de I(1) hipotezi, birinci ve ikinci farkları alındığında tüm anlamlılık düzeylerinde reddedilebilir. Yani serilerin birinci farkları durağandır. Bundan ötürü, reel para mevcutları ve enflasyon, Cagan modelindeki α parametresine tamamen eşit bir koentegrasyon (cointegration) parametresi ile koentegre olmalıdır. 11 Phylaktis ve Taylor (1993:32), 1970’lerde ve 1980’lerde çok yüksek enflasyon oranları yaşanan Arjantin, Brezilya, Bolivya, Şili ve Peru’da Cagan’ın hiperenflasyon modelini uygulamışlardır. Bu çalışmanın önemi; üç noktada toplanabilir. Birincisi, uygulamanın Cagan’ın mutlak tanımlamasındaki sınırın altında kalan ülkeler üzerine olmasıdır. İkincisi, yukarıda da değinildiği gibi rasyonel beklentiler hipotezini Cagan modeline adapte etmesidir. Son olarak da; klasik Cagan modelinde yer almayan “para ikamesi” (currency substitution) terimini açıklayıcı bir değişken olarak modele eklemeleridir. Bu son hususta ayrıntılı bilgi ve Türkiye’ye yönelik bir analiz için Tunay’ın çalışmasına (2001:234-237) bakılabilir. 80 2003] K. BATU TUNAY 81 Tablo 2. ADF Birim Kök Testleri ∆2mt ∆m t mt -9.97 -5.58 -2.13 ∆ 3π ∆ 2π ∆π -9.48 -5.48 1.68 MacKinnon (1991)’e göre; birim kök hipotezinin reddedilebilmesi için (yani durağanlık için) kritik değerler; %1’e göre –3.4793, %5’e göre –2.8827, %10’a göre – 2.5779’dur. Değişkenler için gecikme sayıları dört olarak belirlenmiştir. Bkz. Dickey ve Fuller (1981). Tablo 3’de, cari enflasyon oranı ile para mevcutları değişkenlerinin koentegre olduklarını ispatlayan sonuçlar görülebilir. Johansen’in (1988) geliştirdiği koentegrasyon için “likelihood rasyosu” testine göre; bir veya daha fazla koentegrasyon vektörü olması hipotezi (H0:r≤1) reddedilememektedir. Oysa, hiç koentegrasyon vektörü olmadığına dair hipotez (H0:r=0) kolaylıkla reddedilmektedir. Tablo 3. Koentegrasyon Testleri ve Tahminler Johansen İstatistikleri H0:r≤ ≤1 H0:r=0 α ∧ L.R. 3.695 50.391 0.3473 334.282 r anlamlı koentegrasyon vektörlerinin sayısını göstermektedir. Johansen istatistiği, sırasıyla küçük eşit bir ve sıfır koentegrasyon vektörlerini test etmektedir. Anlamlılık düzeyi incelenen dönemin uzunluğuna göre değişmektedir. 1987-1 ile 1998-12 dönemi için %5 anlamlılık düzeyine göre kritik değerler; H0:r≤1 için 3.84 ve H0:r=0 için 12.53’tür. Teorik açıklamalardan hatırlanacağı gibi, ekonomik birimlerin enflasyon konusundaki beklentilerinin rasyonelliğinin sınanabilmesi için; α katsayısının tahmin değeri yardımıyla (9) nolu eşitlikten elde edilen λt+1 serisinin kendi gecikmeli değerleriyle regresyon bazlı testlere tabi tutulması ve bulguların null hipotezine göre değerlendirilmesi gerekmektedir. Buna göre; α katsayısı iki yolla elde edilebilir. Birinci yol, koentegrasyon testinden tahmin edilen α’yı kullanmaktır. İkinci yol ise; yüksek enflasyon koşulları altında “enflasyon vergisi”nin (inflation tax) maksimize olduğu varsayımına dayanarak α parametresini hesaplamaktır (Taylor, 1991:337-338; Phylaktis ve Taylor, 82 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN 1993:35).12 Cagan modelinin dokusu içinde ((1) ve (6) nolu eşitlikler); fiyatlardaki ve para miktarındaki artış yüzdesinin, para basmaktan sağlanan enflasyon vergisi gelirini maksimize ettiği görülmektedir. Bu oran –(100/α)% olarak ifade edilmektedir ve ortalama enflasyon oranına (πx) eşittir. Türkiye için test edilen dönemde ortalama aylık enflasyon oranı; 4.79 olarak hesaplanmıştır. Tablo 4. Rasyonel Beklentiler Altında Cagan Modelinin Testleri F İstatistikleri: (a) Koentegrasyon Tahmini (b) 100πx-1 F4, 142 F4, 142 5722.0 379.811 Her iki yönteme göre yapılan hesaplamalar sonucunda null hipotezi reddedilmiştir. Diğer bir deyişle, F istatistikleri yüksek oranda anlamlı çıkmıştır. Buna ilişkin bulgular Tablo 4’de verilmektedir. Tablo 4’deki sonuçlar; Türkiye’de test edilen dönem için ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin “rasyonel beklentiler” yaklaşımına uygun olduğunu ortaya koymaktadır. Bu bulgular, Türkiye’de Salemi ve Sargent’ın (1979) çalışmalarında vurguladıklarının aksine dolaşım hızı şoklarının durağan olduğunu ya da diğer bir deyişle tesadüfilik göstermediğini de ortaya koymaktadır. 3.2.2. Engsted (1993 ve 1994) Modellerinin Testleri Engsted’in yaklaşımı, Taylor’un (1991) ve Phylaktis ve Taylor’un (1993) yaklaşımlarının bir devamı niteliğindedir ve rasyonel beklentiler altında Cagan modelinin geçerliliğini ve dolaşım hızı şoklarının durağan olduğunu kabul etmekte; bunlara ek olarak “spekülatif rasyonel kabarcıklar”ın olmadığını da koentegre bir VAR modeli çerçevesinde kanıtlamaya çalışmaktadır. Ancak, Taylor ve Phylaktis’in ortak çalışmalarının aksine bu durumun Türkiye gibi yüksek ve kronik enflasyon yaşanan ekonomilerden çok, sıra dışı bir durum olan Avrupa’da yaşanmış hiperenflasyon olaylarına uygulanmış olduğu gözden uzak tutulmamalıdır. Teorik bölümde değinilen Engsted’in koentegre VAR yöntemi, Türkiye verilerine uygulanmış ve öncelikle para büyümesinin birim kök testleri üç ayrı tekniğe göre yapılmıştır. Buna ilişkin sonuçlar Tablo 5’de sunulmuştur. 12 Bilindiği gibi enflasyon karşılıksız para miktarındaki artışla ortaya çıkan bir süreçtir. Para otoritesinin bastığı para miktarını arttırarak bundan elde ettiği senyoraj gelirini maksimize etmek istemesi literatürde “enflasyon vergisi” olarak adlandırılmaktadır. 82 2003] K. BATU TUNAY 83 Tablo 5. Para Büyümesinin Birim Kök Testleri Kullanılan MacKinnon ∆ 2M t ∆ Mt Phillips-Peron -51.09(4) -21.45(4) 0.35(4) %1:-3.47 Dickey-Fuller -18.17(1) -11.17(1) 0.32(1) %5:-2.88 Test Tekniği Mt Kritik Değerleri %10:-2.57 Augmented Dickey-Fuller -8.44(5) -6.64(5) -2.27(5) %1:-4.02 %5:-3.44 %10:-3.14 Gecikme sayıları parantez içinde gösterilmiştir. Phillips-Perron testi için Newey ve West (1987) prosedürüne göre gecikme uzunluğu belirlenmiştir. Bkz. Phillips ve Peron (1988); Dickey ve Fuller (1981); MacKinnon (1991). Tablo 5’den, Türkiye’de para büyümesinin I(1) bir süreç olduğu görülmektedir. Oysa Engsted’in koentegre VAR yönteminin uygulanabilmesi için para büyümesinin I(2) bir süreç olması gerektiği teorik bölümde yapılan açıklamalardan hatırlanacaktır. Buna bağlı olarak Türkiye’de rasyonel spaekülatif kabarcıkların varlığını test edebilmek mümkün değildir. Fakat, bu bulgu rasyonel beklentiler altında Cagan modelinin Türkiye’ye ilişkin sonuçlarını ve buna dayanılarak ileri sürülen Türkiye’de enflasyon beklentilerinin rasyonel olduğu savını çürütmez. 4. Sonuç Ekonomik birimlerin beklentilerin, ekonomik kararların alınmasında büyük bir rolü olduğu modern ekonomi anlayışı içinde artık tartışılmamaktadır. Bu çerçevede; yüksek ve kronik enflasyon sorunu yaşanan ekonomilerde, enflasyon beklentileri önem kazanmaktadır. Makro planda ekonomi politikası otoritelerinin, mikro planda ise başta finansal aracılar olmak üzere tüm firma yöneticilerinin kararlarında; enflasyon beklentilerini önemli bir karar kriteri olarak göz önünde bulundurmaları gerekmektedir. Enflasyonist beklentilerin nasıl şekillendiğini ortaya koymak, makro ve mikro perspektiflerden karar alma süreçlerini kolaylaştıracak ve alınan kararların başarı düzeyini yükseltecektir. Bu çalışmanın bulguları; Cagan’ın (1956) modeli çerçevesinde Türkiye’deki ekonomik birimlerin enflasyon beklentilerinin rasyonel olduğunu ortaya koymaktadır. Buna bağlı olarak Neo-Klasik ekolün politika önerileri önem kazanmaktadır. Bunlar iki ana başlık altında özetlenebilir. “Beklenen” 84 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN (anticipiated) politikalar ekonomi üzerinde etkili olmayacaktır. Uygulanacak politikaların etkinliğinin yüksek olabilmesi, bunların “beklenmeyen” (unanticipiated) politikalar olmasına bağlıdır. Diğer bir ifadeyle; başta enflasyon olmak üzere, üretim ve istihdam konusundaki politikaların başarı şansı, ekonomik birimlerin önceden kestiremediği şok niteliğinde önlemlerin alınmasına ve uygulanmasına bağlıdır. Burada kritik nokta, makro ekonomik sorunların özellikle de enflasyon sorununun aşılması konusunda “kredibilite”nin öneminin artmış olmasıdır. Ekonomik birimlerin güven duymadıkları bir politika “şok” niteliğinde de olsa istenen başarıya ulaşamayacaktır. Üzerinde durulması gereken ikinci nokta; ekonomik yapıda piyasa güçlerinin etkin kılınması gerekliliğidir. Bunun bizim için anlamı, kalıcı bir ekonomik istikrarın piyasa güçlerinin etkinleştirilmesiyle sağlanabileceğidir. Ekonomik birimlerin faaliyetleri üzerindeki sınırlamalar tam olarak kaldırılmadan genel ekonomik sistemin sağlıklı olarak işlemesi mümkün görülmemektedir. Bu çerçevede, hükümetlerin politika seçenekleri ve hareket kabiliyetleri önemli oranda azalmaktadır. Para politikalarının reel etkileri olabilir, fakat ekonomik istikrarın sağlanmasında bunların kullanımı yeni sorunlar doğurabilir. Çünkü, hükümetlerin öngörü yeteneklerinin sınırlı olması politik kararların zamanlamasını bozabilmektedir. Alınan kararlar ya olması gereken zamandan geç ya da erken alınmakta ve sonuçta fiyat istikrarı bozulmaktadır. Beklentilerin rasyonel olması, “doğal işsizlik oranı” hipotezini geçerli kılmakta işsizliği düşürmeye yönelik parasal politikalar enflasyonu arttırmaktan öteye gidememektedir. Öte yandan, kamu harcamalarını arttırıcı politikalar da “ekonomide kaynakların tam olarak istihdam edildiği” varsayımı altında kaynak tahsisinde etkinsizlikler doğuracaktır. Özetlenecek olursa; beklentilerin rasyonel olması Neo-Klasik anlayışı haklı çıkartmakta ve bu anlayışa itibar edilirse politik otoritenin karar alanı daralmaktadır. Kaynaklar Barro, Robert J. “Inflation the Payments Period and the Demand for Money”, Journal of Political Economy, 78, 6, November 1970, pp. 978-1001. Cagan, Phillip D. “The Monetary Dynamics of Hyperinflation”, in Milton F. Friedman, ed., Studies in the Quantity Theory of Money, Chicago: University of Chicago Press, 1956, pp. 25-117. Cagan, Phillip D. “Hyperinflation Theory”, in P. Newman, M. Milgate, J. Eatwell, ed., The New Palgrave Dictionary of Money and Finance, Vol. II, London: Macmillan Press, 1994, pp. 323-326. Dickey, David A.; Wayne A. Fuller. “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with Unit Root”, Econometrica, 49, 3, July 1981, pp. 1057-1072. 84 2003] K. BATU TUNAY 85 Engle, Robert F.; Clive W.J. Granger. “Co-integration and Error Correction: Represantation, Estimation and Testing”, Econometrica, 55, 2, April 1987, pp. 251-277. Engsted, Tom. “Cointegration and Cagan’s Model of Hyperinflation under Rational Expectations”, Journal of Money, Credit and Banking, 25, 3, August 1993, pp. 350-360. Engsted, Tom. “The Classic European Hyperinflations Revisited: Testing the Cagan Model Using a Cointegrated VAR Approach”, Economica, 61, 243, August 1994, pp. 331-343. Frenkel, Jacob A. “The Forward Exchange Rate, Expectations and the Demand for Money: The German Hyperinflation”, The American Economic Review, 67, 4, September 1977, pp. 653-670. Frenkel, Jacob A. “Further Evidence on Expectations and the Demand for Money during the German Hyperinflation”, Journal of Monetary Economics, 5, 1, January 1979, pp. 81-96. Friedman, Milton. “The Quantity Theory of Money: A Restatement”, in Milton F. Friedman, ed., Studies in the Quantity Theory of Money, Chicago: University of Chicago Press, 1956, pp. 3-21. Goodfriend, Marvin. “An Alternative Method of Estimating the Cagan Money Demand Function in Hyperinflation under Rational Expectations”, Journal of Monetary Economics, 9, 1, pp. 43-57. Gujarati, Damodar N. Basic Econometrics, 2nd ed., New York: McGraw-Hill, 1994. Johansen, Soren. “Statistical Analysis of Co-integration Vectors”, Journal of Economic Dynamics and Control, 12, 2, June 1988, pp. 231-254. Johansen, Soren; Katarina Juselius. “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Co-integration with Application to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, 2, June 1990, pp. 169-210. Lucas, Robert E. Jr. “Some International Evidence on Output-Inflation Tradeoffs”, The American Economic Review, Vol. 63, 1973, pp. 326-334. Lucas, Robert E. Jr. “Econometric Policy Evaluation: A Critique”, in K. Brunner, A. Meltzer, ed., The Phillips Curve and the Labor Market, Vol. 1, Carnegie-Rochester Conference on Public Policy, Amsterdam: North-Holland, 1976, pp. 19-46. MacKinnon, J.G. “Critical Values for Cointegration Tests”, in R.F. Engle ve C.W.J. Granger, ed., Long-run Economic Relationships: Readings in Cointegration, New York: Oxford University Press, 1991, pp. 267-276. 86 EKONOMİ VE YÖNETİM BİLGİMLERİ DERGİSİ [HAZİRAN Muth, John F. “Rational Expectations and the Theory of Price Movements”, Econometrica, 29, 3, July 1961, pp. 315-335. Phylaktis, Kate; Mark P. Taylor. “Money Demand the Cagan Model and the Inflation Tax: Some Latin American Evidence”, The Review of Economics and Statistics, 75, 1, January 1993, pp. 32-37. Salemi, Michael K; Thomas J. Sargent. “The Demand for Money during Hyperinflation Under Rational Expectations: II”, International Economic Review, 20, 3, October 1979, pp. 741-758. Sargent, Thomas J. “The Demand for Money during Hyperinflation Under Rational Expectations: I”, International Economic Review, 18, 1, February 1977, pp. 59-82. Sargent, Thomas; Neil Wallace. “Rational Expectations and the Dynamics of Hyperinflation”, International Economic Review, 14, 2, June 1973, pp. 328-350. Stock, James H. “Asymptotic Properties of a Least Squares Estimator of Cointegration Vectors”, Econometrica, 55, 4, September 1987, pp. 1035-1056. Taylor, Mark P. “The Hyperinflation Model of Money Demand”, Journal of Money, Credit and Banking, 23, 3, August 1991, pp. 327-351. Tunay, K. Batu. Hiperenflasyon ve Hiperenflasyon Sürecinde Para İkamesi: Teori, Politika, Uygulama, İstanbul: Beta Yayınevi, 2001. 86
