T.C. EGE ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ İktisat
advertisement
T.C. EGE ÜN VERS TES SOSYAL B L MLER ENST TÜSÜ ktisat Anabilim Dalı PARA KAMES ALTINDA MAKROEKONOM K : POL T KALARIN ETK NL 1980 SONRASI TÜRK YE ÖRNE YÜKSEK L SANS TEZ A. NAZ F ÇATIK DANI MANI: Prof. Dr. OSMAN AYDO U ZM R–2005 Ç NDEK LER Ç NDEK LER ................................................................................................................i TABLO L STES ...........................................................................................................iii EK L L STES .............................................................................................................iv KISALTMALAR ............................................................................................................ v B R NC BÖLÜM 1. PARA KAMES KAVRAMI, PARA KAMES N N TEOR K MODELLER VE ÖLÇÜLMES ............................................................................................................ 4 1.1. Para kamesi Kavramı ...................................................................................... 4 1.1.1 Simetrik ve Asimetrik Para ikamesi .......................................................... 6 1.1.2 Resmi ve Resmi Olmayan Dolarizasyon ................................................... 8 1.1.3 Do rudan ve Dolaylı Para kamesi.......................................................... 11 1.2 Para kamesinin Teorik Modelleri ................................................................... 14 1.2.1 Pe in Nakit Modeller .............................................................................. 14 1.2.2 lem Maliyetleri Modelleri .................................................................... 17 1.2.3 Ad-hoc Modeller .................................................................................... 20 1.3 Para kamesinin Ölçülmesi .............................................................................. 22 K NC BÖLÜM 2. PARA KAMES N N MAKROEKONOM K ETK LER ................................... 25 2.1 Para kamesi ve Gresham Yasası ..................................................................... 25 2.2 Para kamesinin ve Para Politikası Üzerindeki Etkileri .................................... 27 2.2.1 Para kamesinin Para Talebinin stikrarı Üzerindeki Etkileri................... 28 2.2.2 Para kamesi ve Para Politikasında Hedefleme Stratejileri....................... 35 2.2.3 Esnek ve Sabit Kur Sistemlerinde Para kamesinin Para Politikasının Ba ımsızlı ı Üzerindeki Etkileri ..................................................................... 39 2.3 Para kamesi Altında Enflasyonist Finansman ................................................. 44 2.3.1 Parasal Finansman Yakla ımı ................................................................. 47 i 2.3.2 Kamu Maliyesi Yakla ımı ...................................................................... 53 ÜÇÜNCÜ BÖLÜM 3. 1980 SONRASI TÜRK YE’DE PARA KAMES SÜREC VE PARA KAMES N N AMP R K ANAL Z ..........................................................................56 3.1 1980 Sonrası Türkiye’de Para kamesi Süreci.................................................. 56 3.1.1. 1980–1989 Dönemi Makroekonomik Geli meleri.................................. 57 3.1.2. 1990–2003 Dönemi Makroekonomik Geli meleri.................................. 60 3.1.3 Para kamesi ve Parasal Göstergelerdeki Yakın Dönem Geli meler ........ 68 3.2 Türkiye’de Para kamesinin Ampirik Analizi .................................................. 75 3.2.1 Para kamesinin Ampirik Modelleri ........................................................ 75 3.2.2 Para kamesinin Dolaylı Olarak Tahmin Edilmesi: Para Talebi Modeli... 78 3.2.2.1 Ekonometrik Model .......................................................................... 78 3.2.2.2 Veriler .............................................................................................. 82 3.2.2.3 Model Tahmini ve Ampirik Bulgular ................................................ 83 3.2.3 Para kamesinin Do rudan Tahmin Edilmesi: Para kamesi Modeli ........ 94 3.2.3.1 Ekonometrik Model .......................................................................... 94 3.2.3.2 Veriler .............................................................................................. 96 3.2.3.3 Model Tahmini ve Ampirik Bulgular .............................................. 100 SONUÇ VE DE ERLEND RME............................................................................. 109 KAYNAKÇA ............................................................................................................... 114 EKLER......................................................................................................................... 126 ii TABLO L STES Tablo 3.1 Temel Ekonomik Göstergeler: 1980–1989 .................................................. 58 Tablo 3.2 Mali Göstergeler: 1980–1989 ...................................................................... 59 Tablo 3.3 Ödemeler Dengesi Göstergeleri: 1980–1989 ............................................... 60 Tablo 3.5 Mali Göstergeler: 1990–2003 ...................................................................... 63 Tablo 3.4 Temel Ekonomik Göstergeler: 1990–2003 .................................................. 62 Tablo 3.6 Ödemeler Dengesi Göstergeleri: 1990–2003 ............................................... 65 Tablo 3.7 TCMB Analitik Bilanço Seçilmi Oranlar ................................................... 74 Tablo 3.8 Para Talebi Modeli ADF Testi Sonuçları..................................................... 84 Tablo 3.9 Para Talebi Modeli Johansen E bütünle me Testi........................................ 86 Tablo 3.10 Para Talebi Modeli Birikimli Etki-Tepki Fonksiyonları............................. 90 Tablo 3.11 Reel Para Talebi Varyans Ayrı tırma Sonuçları......................................... 94 Tablo 3.12 Para kamesi Oranları Korelasyon Matrisi ................................................. 97 Tablo 3.13 Para kamesi Modeli ADF Testi Sonuçları .............................................. 101 Tablo 3.14 Para kamesi Johansen E bütünle me Testi ............................................. 102 Tablo 3.15 Para kamesi Modeli Birikimli Etki Tepki Fonksiyonları......................... 104 Tablo 3.16 Para kamesi Modeli Varyans Ayrı tırması.............................................. 106 Ek Tablo 1 Para Talebi Modeli VAR Eviews 3.1 Çıktısı ........................................... 126 Ek Tablo 2 Para Talebi Modeli Johansen E Bütünle me Testi E-views 3.1 Çıktısı ... 127 Ek Tablo 3 Para Talebi Modeli Farkı Alınmı VAR Eviews 3.1 Çıktısı..................... 128 EK Tablo 4 Para kamesi Modeli VAR E-views 3.1 Çıktısı...................................... 129 Ek Tablo 5 Para kamesi Modeli Johansen E Bütünle me Testi E-views 3.1 Çıktısı. 130 EK Tablo 6 Para kamesi Modeli Farkı Alınmı VAR E-views 3.1 Çıktısı ................ 131 iii EK L L STES ekil 2.1 Para kamesi Durumunda Laffer E risi......................................................... 52 ekil 3. 1 Para kamesi Oranları ve Enflasyon: 1985-2004 .......................................... 69 ekil 3. 2 M1’e Göre Paranın Dolanım Hızı ve Trend De eri...................................... 70 ekil 3. 3 M1’e Göre Para Çarpanı ve Trend De eri.................................................... 71 ekil 3. 4 M2Y’ye Göre Para Çarpanı ve Trend De eri............................................... 72 ekil 3. 5 Reel Para Talebi Etki Tepki Fonksiyonları .................................................. 91 ekil 3. 6 Reel Para Talebi Varyans Ayrı tırması ........................................................ 93 ekil 3. 7 Döviz Piyasası Baskı Endeksi (I)................................................................. 99 ekil 3. 8 Para kamesi Modeli Etki Tepki Fonksiyonları .......................................... 105 ekil 3. 9 Para kamesi Modeli Varyans Ayrı tırması................................................ 108 iv KISALTMALAR ABD : Amerika Birle ik Devletleri ADF : Geni letilmi Dickey-Fuller (Augmented Dickey-Fuller) D BS : Devlet ç Borçlanma Senetleri CES : Sabit kame Esneklik Katsayısı (Constant Elasticity of Substitution) EVDS : Elektronik Veri Da ıtım Sistemi GSMH : Gayri Safi Milli Hasıla GSY H : Gayri Safi Yurtiçi Hasıla IFS : International Financial Statistics IMF : Uluslararası Para Fonu (International Monetary Fund) MB : Merkez Bankası TCMB : Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası TEFE : Toptan E ya Fiyat Endeksi TL : Türk Lirası TÜFE : Tüketici Fiyat Endeksi VAR : Vektör Otoregresyon (Vector Auto Regression) v GR 1970’li yıllarda ya anan petrol oklarından sonra bir tür sabit kur sistemi olan Bretton Woods sistemi çökmü , birçok ülkede dalgalı kur sistemine geçilmi , Dünya’da hızlı bir finansal serbestle me süreci ya anmı tır. Sözü edilen bu süreç, sermaye hareketlerine getirilen sınırlamaların kaldırılması ve finansal araçların çe itlenmesi ile birlikte, rasyonel davranan iktisadi ajanlara riskten kaçınabilmeleri amacıyla çe itli varlıkları portföylerinde bulundurmalarına imkân tanımı tır. Bu çerçevede para ikamesi kavramı da finansal serbestle me sürecinin uluslararası finans piyasalarına bir yansıması olarak ortaya çıkmı tır. Üretimin küreselle mesi sürecinin gerçekle mesi ve buna finans piyasalarının da ayak uydurması neticesinde, gerek i lemler amacıyla gerekse de er biriktirme amacıyla yabancı paralara olan talep hızla artmaya ba lamı tır. Özellikle dü ük enflasyon oranlarına ve dünya ticaret hacminde önemli bir yere sahip geli mi ülkelerin paraları dünya çapında kabul görmeye ba lamı tır. Bretton Woods sisteminde de eri altına kar ı sabitlenmi rezerv para konumunda olan Amerikan dolarından ba ka, Alman markı, Euro ve Japon yeni gibi rezerv paralar ortaya çıkmı tır. Nitekim bu geli meler çerçevesinde Doyle (2000) 1986 ile 1996 yılları arasında para ikamesinin üçe katladı ını hesaplamı tır. Adı geçen yazar 1996 yılı için yapmı oldu u tahminlerde Alman markının yakla ık yüzde 69’unun, Amerikan dolarının ise yakla ık yüzde 30’unun bu ülkelerin sınırları dı ında tutuldu unu belirlemi tir. Genel anlamda yurtiçi yerle iklerin yabancı para talebi olarak tanımlanan Para ikamesi kavramı geli mi ta ımaktadır. Geli mi ve geli mekte olan ülkeler açısından farklı anlamlar ve geli mekte olan ülkelerdeki para ikamesi sürecinin birbirinden farklı özelliklerini dikkate alarak Ramirez ve Rojas (1985), para ikamesini simetrik ve asimetrik olarak iki ekilde incelemi tir. Asimetrik para ikamesinde yabancı paranın getirisindeki artı yerle iklerin yabancı para talebinde bir artı a yol açmakta, ancak ulusal paranın getirisindeki bir artı ulusal paraya olan yurtdı ı talepte bir artı a neden olmamaktadır. Simetrik para ikamesi ise yerli ve yabancı birimlerin ulusal ve 1 yabancı para talebinin aynı anda olması durumudur. Geli mi ve geli mekte olan ülkeler arasındaki sözü edilen kavramsal farklılı ın en önemli nedeni, paraları uluslararası alanda kabul gören rezerv para ülkelerinin kendi aralarındaki parasal hareketler ile finans piyasalarının sı , fiyat istikrarının söz konusu olmadı ı geli mekte olan ülkeler arasındaki parasal hareketlerin farklı özelliklere sahip olmasıdır. Dolayısıyla, yerli para yanında yabancı para ve varlıkların ta ınmasının geli mekte olan ülkelerin para ve maliye politikaları üzerindeki etkilerinin, sözü edilen ülkelerde finans piyasalarının daha kırılgan olması nedeniyle, geli mi ülkelere göre daha önemli etkilere sahip olması beklenmektedir. Finansal serbestle me süreci ile ortaya çıkan para ikamesinin ülkelerin uyguladıkları para ve maliye politikaları üzerindeki etkisini gösterilmesi amacıyla çok sayıda teorik model geli tirilmi tir. Ancak tanımlama sorunlarına paralel olarak, kullanılan teorik modeller yapılan çalı manın amacına göre farklılık göstermi tir. Teorik modeller 1970’li yıllarda finansal yeniliklerin para talebi fonksiyonlarını istikrarsız hale getirmesi üzerine ortaya çıkmı tır. Para talebi fonksiyonlarına para ikamesinin etkisini gösteren de i kenlerin ilave edilmesi, sözü edilen fonksiyonların tekrar istikrarlı hale gelmesinde önemli rol oynamı tır. Bunun üzerine birçok ülkede, para ikamesinin esnek kur sistemi altında bile para otoritesinin ba ımsız bir para politikası izlemesine engel olaca ı savını teyit etmek amacıyla ampirik çalı malar yapılmı tır. Sözü edilen çalı malarda para ikamesinin bir göstergesi olarak kullanılan döviz kurunun beklenen de er kaybının para talebinin önemli bir açıklayıcısı oldu u görülmü tür. Para ikamesi üzerine yapılan çalı malar sadece para talebinin istikrarının test edilmesi ile sınırlı kalmamı tır. Para ikamesi, yerli para talebi üzerindeki etkisine ba lı olarak, hükümetlerin para basımından elde etti i senyoraj ve enflasyon vergisi üzerinde önemli etkilere sahiptir. Yapılan teorik ve ampirik çalı malar, para ikamesindeki artı ın halkın yerli para talebini azaltarak senyoraj ve enflasyon vergisinden elde edilen geliri dü ürdü ünü göstermi tir. 2 Bu çalı manın amacı, Türkiye’nin 1980 yılında ba layan finansal serbestle me süreci ile ortaya çıkan para ikamesi sürecini, ve sözü edilen sürecin makroekonomik etkilerini para talebinin istikrarı ve ya anan krizlerin para ikamesi üzerindeki etkilerini dikkate alarak ampirik olarak incelemektir. Bu amaç do rultusunda birinci bölümde para ikamesi ile ilgili kavramsal tartı malar, teorik modeller ve ölçüm meselelerine de inilmi tir. kinci bölümde, para ikamesinin para ve maliye politikaları üzerindeki muhtemel etkilerine, literatürde yapılan teorik ve ampirik çalı malar dikkate alınarak yer verilmi tir. Üçüncü bölümün ilk kısmında, finansal serbestle me süreci ile birlikte 1980’den günümüze ülkemizde ya anmı yakın dönem makroekonomik geli meler ve para ikamesi ile yakından ili kili parasal göstergelerdeki de i meler ele alınmı tır. Daha sonra, Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkisinin ve para ikamesi sürecinin belirleyicilerinin ortaya konması amacıyla do rudan ve dolaylı para ikamesi modelleri kurulmu , bu modelleri olu turan de i kenler arasındaki uzun dönemli ili kinin varlı ı ve niteli i e bütünle me, etki-tepki fonksiyonları ve varyans ayrı tırma analizleri ile ortaya konmaya çalı ılmı tır. 3 B R NC BÖLÜM 1. PARA KAMES KAVRAMI, PARA KAMES N N TEOR K MODELLER VE ÖLÇÜLMES Para ikamesi ile ilgili yapılan çalı malara bakıldı ında, sözü edilen kavramın açıklanması ve ölçülmesi ile ilgili olarak henüz bir fikir birli ine varılamadı ı anla ılmaktadır. Kullanılan para ikamesi kavramları yapılan çalı manın teorik altyapısı ve amacına göre farklıla maktadır. Bu nedenle, para ikamesi kavramları ile ilgili tanımların, teorik modellerin incelenmesi ve ölçüm yöntemlerinin de erlendirilmesi, para ikamesinin yaratması muhtemel makroekonomik etkilerinin ortaya konması ve bunların ampirik olarak analiz edilmesi büyük bir önem ta ımaktadır. Bu amaçla çalı manın bu kısmında para ikamesi ile ilgili kavramlar, teorik modeller ve ölçüm sorunlarına yer verilecektir. 1.1. Para kamesi Kavramı Para ikamesi iktisat literatürünün tam olarak tanımlaması yapılamamı önemli kavramlarından biridir. Para ikamesini ile ilgili birçok teorik ve ampirik çalı ma yapılmasına ra men bu çalı malar, para ikamesi kavramına genel kabul gören bir tanımlama getirememi tir. Kullanılan para ikamesi kavramı çalı madan çalı maya farklılık göstermesine ra men tanımlama genellikle paranın de i im aracı, de er biriktirme aracı ve hesap ölçüsü olarak bilinen üç temel i levi üzerinden yapılmakta, yerli paranın bu i levlerinden bir veya birkaçının yabancı paralar tarafından yerine getirilmesi para ikamesi olarak nitelendirilmektedir (Agenor ve Khan 1996: 101). Para ikamesi üzerine yapılan çalı maların amaçlarına göre farklı para ikamesi tanımları yapılmı tır. Calvo ve Vegh (1992: 2) ve Cuddington (1989: 268) para ikamesini yabancı paraların yerli paranın de i im aracı olma fonksiyonunu üstlenmesi eklinde tanımlamı lardır. Ramirez ve Rojas (1985) geli mi 4 ve geli mekte olan ülkelerdeki para ikamesi sürecini dikkate alarak para ikamesini simetrik ve asimetrik olarak iki kısımda incelemi tir. El-Erian (1988) ve Fasano-Filho (1986) para ikamesini yabancı paranın yerli paranın tüm fonksiyonlarını ele geçirmesi olarak tanımlamı tır. Handa (1988) ve Thomas (1984) ise para ikamesi tanımını yerli paranın de er biriktirme fonksiyonun yabancı para tarafından yerine getirilmesi eklinde yapmı tır. Giovannini ve Turtelboom (1992:14) para ikamesi kavramını, para ikamesi ve paraların ikame edilebilirli i (currency substitutability) eklinde iki kısımda incelemi tir. Bu yakla ımda, para ikamesi bir paranın di eri tarafından yer de i tirmesidir. Paraların ikame edilebilirli i ise bir paranın di erinin ikamesi haline gelmesi süreci olup, yerli para yabancı para ile birlikte hala dola ımdadır. Bu durum kısmi dolarizasyon olarak da bilinmektedir. Mckinnon (1982) para ikamesini, tanımlama güçlüklerini de göz önüne alarak, do rudan ve dolaylı para ikamesi olarak iki kısımda incelemi tir. Yabancı paraların yerli paranın ödeme aracı ve hesap birimi fonksiyonlarını üstlenmesi do rudan para ikamesidir. Dolaylı para ikamesi ise yerli ve yabancı para dı ındaki mali varlıklar arasındaki ikame edilebilirli i göstermektedir. Mckinnon (1982)’ın sözü edilen tanımlamasında dolaylı para ikamesi kavramsal olarak sermaye hareketlili i ile e anlamlı olarak kullanılmaktadır. Bu çalı mada Mckinnon (1982)’ın para ikamesi tanımlaması esas alınarak para ikamesinin Türkiye’deki etkisi analiz edilecektir. Literatürdeki farklı tanımlamalara ra men, iktisatçılar arasında para ikamesinin yüksek enflasyonun nihai bir sonucu oldu u konusunda bir fikir birli i bulunmaktadır. Yüksek enflasyonun hüküm sürdü ü bir ülkede yabancı para ilk olarak de er biriktirme amacı ile kullanılmaktadır, bu süreci daha sonra yerli paranın hesap birimi ve de i im aracı olma fonksiyonunun yabancı para tarafından yerine getirilmesi izlemektedir (Calvo ve Vegh: 1992: 3) . Para ikamesi süreci, yüksek enflasyonun ya andı ı ülkelerdeki yerle iklerin yerli para cinsinden servetlerinin negatif reel faiz oranları kar ısında de er yitirece inin farkında olmaları nedeniyle, ço unlukla yabancı paranın yerli paranın de er biriktirme i levini ikame etmesi ile ortaya çıkmaktadır. Döviz 5 kontrollerinin olmadı ı bir ekonomide rasyonel davranan iktisadi ajanlar, portföylerinde yabancı paralara yer vererek yüksek enflasyon veya devalüasyon beklentilerine kar ı satın alma güçlerini korumak ve buna istikrar kazandırmak istemektedir. Di er taraftan, para ikamesinin yerli paranın fonksiyonlarının tümünün birden kaybolmasına neden olması mümkün de ildir. Para ikamesi süreci enflasyon atalet kazandıkça büyüyecektir ve yabancı paralar yerli paranın de er biriktirme i levinden sonra, hesap ölçüsü olma i levini ele geçirecektir. Özellikle araba, ev gibi pahalı mallar yabancı para cinsinden fiyatlandırılacak ve sözü edilen bu süreç kendini, de i im aracı olma fonksiyonun da yabancı paralar tarafından yerine getirilmesi ile tamamlayacaktır (Calvo ve Vegh: 1992: 4). Yerli paranın yabancı parayla ikame edilmesi farklı ekillerde ortaya çıktı ından para ikamesi tanımlarının incelenmesi, para ikamesine yol açan süreçlerin arkasındaki hareket noktalarının kavranması açısından büyük önem ta ımaktadır. Bu nedenle teorik ve ampirik çalı malarda sıklıkla kullanılan para ikamesi kavramlarından olan simetrik ve asimetrik para ikamesi, resmi ve gayrı resmi dolarizasyon ve do rudan ve dolaylı para ikamesi a a ıda üç alt ba lık altında incelenecektir. 1.1.1 Simetrik ve Asimetrik Para ikamesi Para ikamesini yurtiçi yerle iklerin yabancı para talebi olarak tanımlayan Ramirez ve Rojas (1985), geli mi ve geli mekte olan ülkelerdeki para ikamesi sürecinin birbirinden farklı özelliklerini dikkate alarak para ikamesini simetrik ve asimetrik olarak iki ekilde incelemi tir (Giovannini ve Turtelboom, 1992: 2). Asimetrik para ikamesinde yabancı paranın getirisindeki artı yerle iklerin yabancı para talebinde bir artı a yol açmaktadır, ancak ulusal paranın getirisindeki bir artı ulusal paraya olan yurtdı ı talepte bir artı a neden olmamaktadır. Simetrik para ikamesi ise yerli ve yabancı birimlerin ulusal ve yabancı para talebinin aynı anda olması durumudur (Ramirez ve Rojas, 1985: 630). Ramirez ve Rojas (1985) Arjantin, Meksika ve Uruguay’ı kapsayan çalı malarında belirtilen Latin Amerika ülkelerindeki para ikamesi 6 sürecinin asimetrik oldu u, ABD’deki yerle ikler tarafından Latin Amerika ülkelerinin paraları talep edilmedi inden, paraları rezerv para konumunda olan geli mi ülkelerdeki para ikamesi sürecinin ise simetrik oldu u sonucuna ula mı lardır. Simetrik ve asimetrik para ikamesi sınıflandırmasının di er sınıflamalara göre en önemli avantajı tam sermaye hareketlili i ile para ikamesinden arasındaki farkı ortaya koymasıdır. Geli mekte olan ülkelerde yerli paranın getirisindeki artı ulusal paraya olan yurtdı ı talebi arttırmadı ından bu ko ullarda tam anlamıyla sermaye hareketlili inden söz etmek mümkün de ildir. Bunun en önemli nedeni paraları uluslararası alanda kabul gören rezerv para ülkelerinin kendi aralarındaki parasal hareketler ile finans piyasalarının sı , fiyat istikrarının söz konusu olmadı ı geli mekte olan ülkeler arasındaki parasal hareketlerin farklı özelliklere sahip olmasıdır. Bu farklılık ise geli mekte olan ülkelerdeki para ikamesinin geri dönülemez olma (irreversibility) özelli inden kaynaklanmaktadır. Ba ta Latin Amerika ülkeleri olmak üzere uzun süre yüksek enflasyonla mücadele etmi geli mekte olan ülkeler uyguladıkları istikrar programları ile enflasyonu dü ürmede önemli ba arılar sa lamalarına ra men, para ikamesinin dü ürülmesinde aynı ba arıyı gösterememi lerdir. Bu durum para ikamesinin geri dönülemez olma veya histeri etkisi olarak bilinmektedir (Freitas, 2003: 2). Uribe (1997) ve Reding ve Morales (1999) para ikamesinin histeri etkisinin bir açıklayıcısı olarak a dı sallıklar (network externalities) kavramını ortaya atmı lardır. Buna göre ulusal paranın yabancı paraya çevrilmesindeki i lem maliyetlerinin, iktisadi ajanların yabancı para tercihlerinin birbirini etkilemesi nedeniyle, ekonominin dolarizasyon düzeyi arttıkça dü mesi, para piyasasında çoklu dengenin olu masına ve yabancı para talebinin atalet kazanmasına yol açacaktır. Böylece enflasyonla ba layan dolarizasyon süreci enflasyon oranı dü se bile tersine dönmeyecektir (Uribe, 1997: 187). Özetle; simetrik ve asimetrik para ikamesi sınıflandırması geli mi ülkelerde daha çok i lem motifinden kaynaklanan yabancı para talebinin, geli mekte olan ülkelerde spekülatif güdüden kaynaklanan yabancı para talebinden ayırt edilmesinde 7 önemli kolaylıklar sa lamaktadır. Ancak belirtilmelidir ki; para ikamesinin ölçülmesindeki güçlükler nedeniyle ampirik çalı malarda sözü edilen sınıflama imdiye dek pek dikkate alınmamı tır. 1.1.2 Resmi ve Resmi Olmayan Dolarizasyon Dolarizasyon ve para ikamesi kavramları 1970’li yılların ba ından günümüze kadar önemli de i imler geçirmi tir. Para ikamesi literatürünün ba langıç dönemlerinde yerle iklerin yabancı paraya talebi olarak tanımlanmı ve bu konu ile ilgili 1970 ve 1980’li yıllarda yapılan çalı maların büyük bir kısmı Latin Amerika ülkelerini kapsamı tır. Latin Amerikalıların Amerikan dolarını rezerv para olarak tercih etmesi dolarizasyon terimi ile para ikamesinin e anlamlı olarak kullanılmasına neden olmu tur (Ratna ve Vegh,1995: 36). Ancak 1990’ların ba ından itibaren dolarizasyon ülkelerin kendi ulusal paraları dı ında Amerikan doları, Alman markı, Japon yeni gibi güçlü rezerv paraları resmi ödeme aracı olarak kabul ettikleri bir döviz kuru sistemi olarak tanımlanmaya ba lanmı tır. Yeni dolarizasyon tanımının para ikamesi kavramı ile karı tırılmasını engellemek amacıyla dolarizasyon da resmi dolarizasyon (tam dolarizasyon) ve resmi olmayan dolarizasyon (kısmi dolarizasyon) eklinde kendi içinde ikili bir sınıflamaya tabi tutulmu tur (Dean, 2001: 292). Resmi dolarizasyonda para otoriteleri tüm i lemlerinde Amerikan doları veya di er bir rezerv parayı yasal ödeme aracı olarak benimserler. Rezerv para yerli paranın hesap ölçüsü, de i im aracı ve de er biriktirme aracı olarak bilinen tüm i levlerini üstlenir. Resmi olmayan dolarizasyon ise bireylerin i lemlerini gerçekle tirmek ve finansal varlıklarının optimal da ılımına karar vermek amacıyla yerli parayı yabancı parayla ikame etmesi süreci olarak tanımlanmaktadır, bu durumda yerli paranın resmi ödeme aracı olma özelli i halen devam etmektedir (Dean, 2001: 293). Resmi olmayan dolarizasyon yüksek enflasyonist sürecin parasal ve reel varlıklardan olu an nominal servetin satın alma gücünü eritmesine bir tepki olarak ortaya çıkmı tır. Resmi dolarizasyon ise dü ük enflasyonlu ülkenin parasının, yüksek enflasyona sahip ülkelerin 8 para otoriteleri tarafından benimsendi i bir kur sistemidir. Bu tanımlamalara göre resmi olmayan dolarizasyon aslında para ikamesi kavramına tekabül etmektedir. Resmi dolarizasyon ekonomik belirsizlikler ve yüksek faiz oranları ile mücadele eden Latin Amerika ülkeleri ve di er geçi ekonomileri için son dönemlerde en çok tartı ılan alternatif politika önerilerinden biri olmu tur. Birçok ekonomist Latin Amerika ülkelerinde ya anan krizlere bir çözüm önerisi olarak resmi dolarizasyonu bir çare olarak görmü tür1. Bu yöndeki görü ler tam dolarizasyonun sa ladı ı avantajların dezavantajlarına nazaran a ır bastı ını iddia etmektedir. Resmi dolarizasyonun kısa dönemde enflasyonda ve enflasyonist bekleyi lerde yarataca ı dü ü sa layaca ı en önemli fayda olarak görülmektedir. Resmi dolarizasyon enflasyonun hızlanmasına yol açan yerli paranın a ırı de er kaybı riskini ortadan kaldırarak politika yapıcılarının kredibilitesini arttıracaktır. Hükümetin resmi dolarizasyon taahhüdünden geri dönmesinin ekonomiye yükleyece i yüksek maliyetler fiyat istikrarı ve mali disiplin hedeflerinin gerçekle tirilebilme olasılı ını yükseltecektir. Ekonomide yabancı bir paranın benimsenmesi ile birlikte para otoritesi faiz oranı ve para arzının kontrolünü bırakacak, sözü edilen araçlar üzerindeki kontrolün para otoritesinden alınması mali açıkların senyoraj geliri ile finanse edilmesi imkanını ortadan kaldırarak, hükümetlerin daha kalıcı gelir kaynakları üzerinde yo unla malarına neden olacaktır. Ancak belirtmek gerekir ki, para arzının para otoritesince kontrolünün artık mümkün olmadı ı bu sistemin mali disiplini te vik edici unsurlar ta ımasına ra men, ülkeyi dı sal okların etkilerine açık hale getirmesi de mümkündür. Resmi dolarizasyonun en önemli dezavantajlarından biri para otoritesinin likitide kısıtı altında bulunan bankacılık sistemine son borç mercii olma fonksiyonunu sınırlamasıdır (Berg ve Borensztein, 2000: 21). Resmi dolarizasyon ko ulları altında para basmak artık bir likitide kayna ı olarak görülmedi inden merkez bankalarının bankacılık sistemini kar ılık oranlarının, gerekli rezerv oranlarının arttırılması 1 Resmi dolarizasyonun Latin Amerika ülkelerinde uygulanması gerekti ini savunan çalı malarla ilgili daha fazla bilgi için bkz. Edwards (2001) ve Edwards ve Magendzo (2001). 9 bankaların bilânçolarının kredi ve faiz oranı riskinden arındırılması gibi disipline edici önlemler alması gerekmektedir. Bu bakımdan resmi dolarizasyon, merkez bankalarının son borç verme mercii fonksiyonunu sınırlayarak para politikasının finansal krizlere olan tepkisini engellemesine ra men, söz konusu durumun yarataca ı olumsuz etkilerin bankacılık sisteminde alınacak disipline edici önlemlerle ortadan kaldırılması mümkündür. Resmi dolarizasyondan beklenen di er bir fayda hükümetin borçlanma maliyetlerini dü ürmesidir. Sözü edilen parasal sistemin kabul edilmesi ile birlikte devalüasyon riski ortadan kalktı ından reel faiz oranlarında bir dü me olacaktır. Bu da kamu borçları açısından borç servisinin dü mesi anlamına gelecektir. Özel sektör açısından devalüasyon riskinin ortadan kalkması yabancı yatırımcıların güvenini arttırarak sermaye hareketlerine istikrar kazandıracak, dolayısıyla yatırım hacmindeki artı la birlikte ekonomik büyümeyi te vik edecektir. Panama, Ecuador, ve El Salvador örnekleri resmi dolarizasyonun ekonomik istikrarı, büyümeyi ve enflasyondaki dü ü ü sa lamada önemli katkıları oldu unu göstermi tir (Edwards, 2001: 14). Buna göre, resmi dolarizasyon, uygulandı ı ülkelerde ancak kısa dönemli istikrarı uzun dönemde büyümeye dönü türecek yapısal ve kurumsal reformlar gerçekle tirildi i sürece olumlu etkilere sahip olacaktır. Resmi olmayan (Kısmi) dolarizasyonun, yani para ikamesinin, söz konusu oldu u ülkeler ise birçok tehditle kar ı kar ıyadır. Finansal sistemin kısa vadeli sermaye giri çıkı larına ve devalüasyon riskine kar ı savunmasız olması, son borç verme mercii olarak merkez bankasının etkinli inin zayıflaması bu tehditlerin en önemlileridir. Sözü edilen zayıflıkların ortadan kaldırılmasında düzenleyici ve denetleyici kurumlar ile tutarlı ekonomik politikalar vazgeçilmez bir öneme sahiptir. Geli mekte olan ülkelerde kısmi dolarizasyona izin verilmesi iktisadi ajanların portföylerindeki varlıkların da ılımı ve ekonominin gelecekteki performansı ile ilgili bilgi vermesi açısından oldukça önemlidir. Yüksek enflasyonun ya andı ı geli mekte olan ülkelerde kısmi dolarizasyonun sınırlandırılması karar alıcıların daha etkin ekonomik politikalar 10 geli tirmekte kullanabilece i bilgiyi sınırlayacak ve yabancı para talebinin yeraltına kaymasına yol açacaktır (Quispe-Agnoli, 2002: 28). 1.1.3 Do rudan ve Dolaylı Para kamesi Yatırımcıların yerli ve yabancı paranın yanında portföylerinde yerli ve yabancı tahvil de bulundurduklarından hareketle Mckinnon (1982) para ikamesini do rudan ve dolaylı para ikamesi olarak iki kısımda incelemi tir. ktisadi ajanların yabancı paraları talep etmesindeki güdülere dayalı olarak do rudan ve dolaylı para ikamesi, aynı zamanda para ve varlık ikamesi olarak da sınıflandırılabilmektedir. Yabancı paraların yerli paranın ödeme aracı ve hesap birimi fonksiyonunu üstlenmesi do rudan para ikamesidir (Mckinnon, 1982: 327). Enflasyonist dönemlerde yerli para tutmanın alternatif maliyetinin artması, yerle iklerin i lem maliyetlerini dü ürmek amacıyla yabancı para talep etmesinin en önemli nedenlerinden biri olarak görülmektedir ve bu ekonomilerde yabancı para kullanımının giderek yaygınla ması para ikamesinin, enflasyondaki dü ü e ra men, atalet kazanmasına neden olmaktadır. Dolaylı para ikamesi yerli ve yabancı para dı ındaki mali varlıklar arasındaki ikame edilebilirli i kapsamaktadır (Mckinnon, 1982: 327). Yerle ikler yerli para cinsinden getiriye sahip varlıklarda de er kaybı beklediklerinde, portföylerinde daha fazla yabancı varlık tutmak isteyeceklerdir. Varlıkların beklenen nispi getirilerine göre bireylerin portföylerini düzenlenmesinden sonra sermaye hareketleri aracılı ı ile iki ülke arasındaki faiz oranı paritesi tekrar olu acaktır. Dolaylı para ikamesi ülkeler arası faiz oranı farklılıklarından kaynaklandı ından sermaye hareketlerinin serbestle tirilmesi, buna ba lı olarak uluslararası yatırım araçlarının kullanımı ekonomide dolaylı para ikamesini arttırıcı bir etki yaratacaktır. Ülkeler arası faiz arbitrajının karlı olması aynı zamanda bu ülkelerin paralarının dolaylı olarak birbirleri ile ikamesi anlamına gelmektedir. Mckinnon (1984: 45) bu durumu daha iyi açıklayabilmek amacıyla fiyat istikrarının ve satın alma gücü paritesinin söz 11 konusu oldu u A ve B gibi iki ülkeli bir model varsaymı tır. Sermaye piyasalarında A ülkesinin parasının de erinin dü ece i ile ilgili bir beklenti oldu unu varsayalım. A ülkesinin ulusal parasının de er kaybedece i beklentisi içerisinde olan yatırımcılar getirisi A ülkesi parası cinsinden olan A ülkesi tahvilini terk ederek B ülkesi tahvilini satın alacaktır. Bu durumda, A ülkesinde hükümet veya özel sektör satın alma gücü paritesini sa lamak amacıyla döviz piyasasına müdahalede bulunmadı ı takdirde A ülkesi tahvil faiz oranı dü ecek, buna kar ın B ülkesi para talebindeki artı a paralel olarak B ülkesinin tahvil faiz oranı yükselecek ve faiz oranı paritesi bozulacaktır. Daha sonra faiz oranlarındaki farklılık tam sermaye hareketlili i varsayımı altında arbitrajcılar yoluyla tekrar e itlenecek faiz oranı paritesi tekrar sa lanacaktır. ki ülke arasındaki faiz oranı farklılıklarından kaynaklanan tahviller arası ikame, sözü edilen varlıkların getirisi yine para cinsinden ifade edildi inden dolaylı para ikamesi olarak nitelendirilmektedir. Bu ülkeler arasındaki faiz oranı paritesi ko ulunun sa lanması ve döviz piyasasının dengede olması ancak para politikalarının birbiriyle e güdüm halinde yürütülmesi ile mümkün olabilecektir. Yukarıdaki örnekte de görüldü ü üzere faiz oranı paritesi ko ulu, sermaye hareketlerinin temel nedeni olarak iki ülke arasındaki faiz oranı farklılıklarının görüldü ü dolaylı para ikamesinde hayati bir öneme sahiptir. Faiz oranı paritesine göre vadeli döviz piyasasında iki ülke arasındaki de i im oranının anında teslim kuruna göre yaptı ı prim veya iskonto, iki ülkedeki faiz oranları farkına e it olmaktadır, vadeli kurların gelecekteki anında kurların sapmasız bir göstergesi olması durumunda bu faiz farkı aynı zamanda kurlardaki de i menin de bir göstergesi olacaktır (Seyido lu, 2001: 244-5). Vadeli kur F ile anında kur S ile yerli ve yabancı tahvil faiz oranı sırasıyla id ve if ile gösterildi inde, yerle iklerin bir birim ulusal parayı yabancı tahvile yatırmalarının alternatif getirisi [(1+ if)F]/S olacaktır. Yatırımcı parasını yerli tahvil satın almada kullanırsa (1+ id) kadar getiri elde edecektir. Bu iki getiri oranı arasında farklılık oldu u sürece arbitraj imkanı sürecektir, e it olması durumunda ise arbitraj imkanı ortadan kalkacak, faiz oranı paritesi ko ulu sa lanacaktır. 12 Gelecekteki anında kurun (S* ) vadeli kurdan (F) daha yüksek olması durumunda ise faiz oranı paritesi kapsanmamı faiz oranı paritesine dönü ecektir. (id-if)= (F-S)/S eklindeki faiz oranı paritesi ifadesinden, faiz oranlarındaki farkın döviz kurunun beklenen de er kaybına e it oldu unu gösteren (id-if)= (S*-S)/S=ee eklindeki kapsanmamı faiz oranı paritesi elde edilecektir (Seyido lu, 2003: 140). Buradaki ee simgesi döviz kurundaki beklenen de er kaybını temsil etmektedir. Yukarıdaki ifade döviz kurundaki beklenmeyen bir de i menin yurtiçi ve yurtdı ı faiz oranındaki farklılıklar tarafından bertaraf edilece ini göstermektedir, bu ko ullar altında tam tahvil ikamesi söz konusudur ve kapsanmamı faiz oranı paritesi ko ulunun sa landı ı durumda sermaye hareketlerinin teorik olarak tamamen ortadan kalkması beklenir. Yukarıdaki teorik açıklamalara ra men Mckinnon (1982) portföyün bir kısmının yabancı paradan olu ması durumunda, yerli paranın beklenen de er kaybında bir artı bireylerin yerli paradan yabancı paraya yönelmesine yol açaca ından, yerli ve yabancı tahviller arasındaki faiz oranı farkı ortadan kalksa bile sermaye hareketlili inin devam edece ini savunmu tur. Ayrıca dolaylı para ikamesinin faiz oranlarından, dolaysız para ikamesinin ise döviz kurunun gelecekteki beklenen de er kaybından etkilendi ini dikkate alarak dolaylı para ikamesinin geli mi ülkelerde, dolaysız para ikamesinin ise finansal piyasaların sı oldu u geli mekte olan ülkelerde söz konusu olabilece ini belirtmi tir (Mckinnon, 1982: 332). Bununla birlikte Mckinnon (1984), döviz kurundaki a ırı dalgalanmaların para ikamesinden kaynaklanabilece i üzerinde de durmu tur. Sermaye kontrollerinin olmadı ı bir dünyada, çok uluslu irketler ve uluslararası yatırımcılar hem çe itli ülkelerdeki i lemlerini gerçekle tirmek, hem de kar ı kar ıya oldukları riski varlıkları çe itlendirerek da ıtmak için portföylerinde farklı ülkelerin paralarını tutarlar. Sermaye piyasalarının sı oldu u geli mekte olan ülkelerde di er ülkelerin para arzı veri iken para arzındaki sabit bir artı iktisadi ajanların portföylerindeki paranın kompozisyonunun de i mesine yol açarak reel ekonomi üzerinde baskılar yaratacaktır (Ho, 2003: 28-9). Ulusal para arzı sabit tutuldu u takdirde portföydeki ulusal paradan yabancı paraya do ru kayı yerli paranın yabancı paralar kar ısında de er kaybetmesine yol açacaktır. Sonuç olarak para ikamesi, iç ve dı kaynaklı oklar kar ısında, parasal 13 büyüklüklerin ekonominin durumu ile ilgili bilgi verici rolünü zayıflaması nedeniyle, para otoritesinin yabancı etkilerden uzak ba ımsız politikalar izlemesini engelleyecektir veya belli bir yönde sonuç do urması beklenen politikalar, otoriteler tarafından beklenen etkiyi yaratmayacaktır (Seitz ve Reimers, 1999: 142). 1.2 Para kamesinin Teorik Modelleri Para ikamesinin teorik modelleri, iktisadi ajanların çe itli güdülerle portföylerinde ulusal para yanında yabancı para ve varlıkları da bulundurdukları, geleneksel para talebi modellerinin geni letilmi versiyonlarına dayanmaktadır. Para ikamesini içeren geni letilmi para talebi modellerini pe in nakit modeller, i lem maliyetleri modelleri ve ad-hoc modeller olmak üzere 3 grupta incelemek mümkündür (Komarek ve Melecki, 2001: 13). Pe in nakit (Cash-in-advance) modellerde i lem maliyetlerinin olmadı ı varsayımı altında sadece paralar arasındaki ikame edilebilirlik ölçülmekte, i lem maliyetleri (transaction costs) modelleri paraların de er biriktirme fonksiyonundan kaynaklanan ikame edilebilirliklerini ortaya koymaktadır. lk iki model, çözümlerinde statik veya dinamik optimizasyon metodları izlendi i için optimizasyon modelleri olarak da adlandırılmaktadır (Komarek ve Melecki, 2001: 13). Ad-hoc modellerde ise, para ikamesini temsilen kullanılan de i kenlerin para talebinin istikrarı, finansal yenilikler veya faiz oranları gibi yerli ve yabancı makroekonomik de i kenler üzerindeki etkisi fonksiyonel denklemler yardımı ile tespit edilmektedir. Çalı manın bu kısmında para ikamesinin teorik modelleri incelenecek, bu sayede son bölümde olu turulacak para ikamesinin ampirik modellerine teorik altyapı sa lanacaktır. 1.2.1 Pe in Nakit Modeller Para ikamesinin ölçülmesinde kullanılan para talebi modellerinden biri olan pe in nakit modellerde iktisadi ajanlar faydalarını bütçe ve pe in nakit kısıtları altında 14 maksimize etmeye çalı maktadır (Tallman, Tang ve Wang, 2002: 7). Pe in nakit modelini gösterebilmek amacıyla Giovannini ve Turtelboom (1992: 6) iki mallı ve iki kapalı ülkenin oldu u a a ıdaki modeli kullanmı lardır: M ≥C P (1.1) * M ≥C P* (1.2) Yukarıdaki pe in nakit kısıtında M, P ve C sırasıyla nominal para arzını, genel fiyatlar düzeyini ve reel tüketim düzeyini, yıldızlı ifadeler ise bunların yabancı ülkeye ait oldu unu göstermektedir. Bu kısıt iki malın elde edilmesi amacıyla paralar arasıdaki ikameye imkân tanımamaktadır ve zımni olarak iktisadi ajanların reel tüketim için bütçelerinde bulundurdukları yerli ve yabancı paralarını faiz getirisi olan di er finansal varlıklara dönü türmeyece i varsayılmı tır. Basitlik sa laması amacıyla mal arzının dı sal olarak kabul edildi i modelde malların nispi fiyatları mal piyasası dengesince belirlenmektedir. Bu artlar altında iki mal arasındaki marjinal ikame oranı iki malın üretimindeki dalgalanmalar tarafından belirlenen bir dı sal de i kendir ve a a ıdaki ifadeye e ittir: eP* U1 (C, C* ) = P U2 (C, C* ) (1.3) Yukarıdaki denklemde U1 ve U2 fayda fonksiyonunun C* ve C’ye göre kısmi türevlerini, e ise nominal döviz kurunu göstermektedir. Burada iki pe in nakit kısıtının paralar arasında do rudan bir ikameye izin vermemesi nedeniyle paralar arasındaki ikame edilebilirlik ancak malların gerçekle mektedir. Fayda fonksiyonunun satın alınması üzerinden dolaylı olarak gibi bir elastikiyete sahip bir sabit ikame esneklik katsayısı fonksiyonu (CES) olması durumunda yukarıdaki e itli i a a ıdaki gibi ifade etmek mümkündür: 15 eP* y = P y* 1 σ (1.4) Yukarıdaki e itlikte paranın miktar kuramı yerine konulup nominal döviz kuru sa tarafta bırakıldı ında a a ıdaki e itlik elde edilir: 1−σ y e= * y σ M M* Yukarıdaki (1.5) denklem, para ikamesi konusunda önemli çıkarımların yapılabilmesine imkan tanımaktadır. Buna göre, yurt içi üretim düzeyindeki bir artı ulusal paraya olan talebin artmasına, dolayısıyla ulusal paranın de erlenmesine yol açarak nominal döviz kurunun (e) dü mesine yol açacaktır. Fakat aynı zamanda yerli malların göreli fiyatları esneklik (1/ ) kadar dü ecektir. Mallar arasındaki ikame esnekli i ne kadar yüksek olursa malların arzındaki de i meye fiyatların tepkisi o kadar dü ük olacaktır. Özellikle >1 olması durumunda yurtiçi üretimdeki artı , döviz kurunun de erlenmesine yol açarak para talebindeki de i menin döviz kuru üzerindeki etkisini ortaya çıkaracaktır. kame edilebilirlik burada fayda fonksiyonunun parametresi ve pe in nakit kısıtının özellikleri tarafından belirlenmektedir. Dı sal oklar veri iken >1 olması durumunda mallar arasındaki ikame ve dolayısıyla döviz kurunun dalgalılı ı artacaktır. Mallar birbirleri ile yüksek ölçüde ikame edilebildi inde üretimlerindeki artı lar para talebi etkisi yoluyla döviz kuru üzerinde bir baskı yaratacaktır. Göreli fiyatların etkisi ise üretim artı ından etkilenmedikleri için yansız olacaktır. Sonuç olarak döviz kurunda olu an baskı nedeniyle paraların do rudan ikame edilemedikleri modelde döviz kuru dengesi tam olarak sa lanamayacaktır (Giovannini ve Turtelboom, 1992:8). Kareken ve Wallace (1981: 218) yerli ve yabancı malların satın alınmasında sadece malları üreten ülkelerin para birimlerinin kullanılması varsayımını ortadan kaldırarak, her iki paranın malların satın alınmasında kullanılması durumunda da döviz kurunun denge de erinin belirlenemeyece i sonucuna ula mı tır. King, Wallace ve 16 Weber (1992: 107) daha önceki tek temsili birey varsayımının zayıflı ını ortadan kaldırmak amacıyla geli tirdikleri pe in nakit modelde de döviz kurunun belirlenemedi i sonucunu teyit etmi tir. Sözü edilen modelde biri spekülatif hareket eden, di er ikisinin ise tek para birimini kullandı ı üç tip temsili birey bulunmaktadır. Döviz kurlarının belirlenememesinin aynı zamanda ülkenin finans piyasalarının geli mi lik düzeyine göre reel etkileri olabilece ini göstermi lerdir. Söz konusu reel etkiler toplam servetin üç temsili birey arasında yeniden da ılımı eklinde ortaya çıkmaktadır. Yukarıda basit bir model çerçevesinde özetlenen pe in nakit modeller Giovannini ve Turtelboom (1992: 10) tarafından birçok yönden ele tirilmi tir. lk olarak; Pe in nakit modeller paraların birbirleri ile do rudan ikame edilmesine ve izin vermemektedir. kinci olarak; temel varsayımları gere i, bireylerin neden de er biriktirme amacıyla para bulundurduklarını açıklayamamaktadır. Son olarak da temsili bireylerin para ile faiz getirili varlıklar arasındaki tercihini, yani varlık ikamesini, göz ardı etmektedir. Bu nedenlerle pe in nakit modellerin kullanıldı ı çalı malar finans piyasalarının geli ti i günümüz dünyasında sa lıklı sonuçlar verememektedir. 1.2.2 lem Maliyetleri Modelleri Pe in nakit modeller paraların de er biriktirme güdüsüyle tutulmasını açıklayamamaktadır. Bu modellerde iktisadi ajanlar mal alımı için gerekli parayı anında ve maliyetsiz bir ekilde temin edebilmektedir. Bu nedenle portföylerinde atıl para stoku bulundurmaları bireylerin rasyonel olmaları varsayımı ile çeli mektedir. Oysaki gerçek hayatta, özellikle finans piyasalarının geli memi oldu u ülkelerde, para de er biriktirme amacı ile tutulmaktadır. Paranın de er biriktirme fonksiyonu ise di er varlıkların mala ve paraya çevrilmesindeki i lem maliyetlerinden kaynaklanmaktadır, bu maliyetler parayı di er varlıklara nazaran daha likit kılmaktadır. 17 Bu nedenle sözü edilen modellerin eksikliklerini bertaraf edilmesi amacıyla i lem maliyetleri modelleri geli tirilmi tir. Giovannini ve Turtelboom (1992: 11) i lem maliyetleri modelini a a ıdaki gibi ifade etmi tir: Para malların satın alınmasında kullanılmaktadır ve ajanlar her dönemde bir sonraki dönemdeki mal alımları için planladıkları para stokunu temin etmek zorundadırlar. Temsili birey pe in nakit modelde oldu u gibi a a ıdaki problemi çözmeye çalı acaktır: ∞ max t =0 β tU (Ct , Ct* ) (1.6) Bt+1 e B* M t+1 e M* e P * y* + t t+1 + + t t+1 = yt + t t t − Pt Pt Pt Pt Pt Ct − + e t P t* C t* M M* − Φ C t , C t* , t , *t Pt Pt Pt + B t ( 1 + it−1 ) Pt (1.7) e t B t* ( 1 + i t*− 1 ) M t e M* Z e Z* + t * t + t + t *t + Pt Pt Pt Pt Pt Yukarıdaki (1.7) nolu kısıt fonksiyonunda y ve y* iki malı B ve B* sırasıyla yerli ve yabancı bonoyu, ise i lem maliyetlerini gösteren fonksiyonu temsil etmektedir. lem maliyetleri fonksiyonu reel tüketim C* ve C’nin artan, reel para stoklarının azalan bir fonksiyonudur. Z ve Z* yerli ve yabancı para stoklarına ait öngörülmeyen dı sal transferlerdir. Temsili birey her t döneminde t+1 döneminde itfa edilecek Bt+1 ve B*t+1 kadar yerli ve yabancı bono miktarı ile Mt+1 ve M*t+1 kadar para miktarını belirler. Bütçe kısıtı altında fayda fonksiyonunun C* ve C’ye göre kısmi türevlerinin alındı ı birinci sıra gerekli ko ullar a a ıdaki gibidir: U c (C t , C t* ) = λt (1 + Φ t ,C ) U c * ( C t , C t* ) = (1.8) e t Pt * P λt 1 + t * Φ t ,C * Pt e t Pt 18 (1.9) (1.8) ve (1.9) nolu denklemler bu modelin önemli bir özelli ini göstermektedir. Likidite maliyetinin varlı ı malların nispi fiyatları (reel döviz kuru) tarafından temsil edilen marjinal dönü üm oranı ile iki malın marjinal ikame oranı arasında ili kiye ba lıdır ve sözü edilen maliyet iki kısmi türevin özde olması durumunda sıfıra e it maliyet fonksiyonunda C* ve C’ın tam ikame olmaları olacaktır. Bu ise ancak durumunda mümkün olabilecektir. Yukarıdaki modelde her iki para ve yerli bono stokuna göre kısmi türevler alındı ı takdirde: λt Pt = β Et λt +1 Pt +1 (1 − Φ t +1, M/p ) (1.10) et λt e λ P = β Et t +1 t +1 1 − * t +1 Φ t +1, M * /p * Pt Pt +1 Pt +1et +1 λt Pt = β Et λt +1 Pt +1 (1 − it ) (1.11) (1.12) Geleneksel varlık fiyatlama modelinden elde edilen birinci a ama ko ulları gösteren yukarıdaki denklemler elde edilecektir. Burada denklem sisteminin çözümünden elde edilebilecek sonuçlar tamamen fonksiyonunun formuna ba lıdır. ki para birimine göre alınan kısmi türevler neticesinde elde edilen denklem (1.10) ve (1.11) yerli ve yabancı para taleplerinin beklenen likidite servisince belirlendi ini ve iktisadi karar birimlerinin portföylerinde bulundurmaları gereken para ve bono miktarının beklenen getirilerine ba lı olarak de i ti ini göstermektedir. Burada para ile bono arasındaki tercihi paranın likit olma özelli i ile bononun faiz getirisi arasındaki tercih belirlerken, yerli para ile yabancı para arasındaki tercihi ise döviz kurundaki beklenen de i meler belirlemektedir. Yüksek enflasyonun söz konusu oldu u bir ülkede yerli paranın ileride de er kaybedece ine ili kin bir beklenti likidite fonksiyonunun 19 yabancı para tarafından yerine getirilmesine ve para ikamesinin artmasına neden olacaktır (Komarek ve Melecki, 2001: 14). 1.2.3 Ad-hoc Modeller Ad-hoc modeller para ikamesini temsilen kullanılan de i kenlerin para talebi, finansal yenilikler veya faiz oranları gibi çe itli yerli ve yabancı makroekonomik de i kenler üzerindeki etkisinin fonksiyonel denklemler yardımı ile ortaya konulması amacıyla geli tirilmi modellerdir. Özellikle 1970’li yılların ortalarından itibaren ulusal finans piyasalarının uluslararası finansal piyasalara eklemlenmesi yerli para talebinde istikrarsızlıklar yaratmı tır. Döviz kuru sisteminde ya anan bu köklü de i imle birlikte ulusal paraların yabancı paralarla ikame edilmesi para talebi fonksiyonunda para ikamesinin açıklayıcı bir de i ken olarak dikkate alınmasını gerektirmi tir. Ad-hoc modeller çerçevesinde para ikamesinin ampirik analizinde kullanılan en yaygın model yabancı para tutmanın fırsat maliyetindeki de i menin yerli para talebi üzerindeki etkisinin test edildi i portföy dengesine dayalı para talebi denklemidir (Lewis ve Mizen, 2000: 281). Paranın di er varlıklarla tam ikame oldu u portföy dengesi modelinde yerle iklerin yerli yabancı paraya olan talepleri Mizen ve Pentecost (1996b: 28)’da a a ıdaki yarı logaritmik denklemler eklinde formüle edilmi tir: log log M P = α 0 + α 1i + α 2 (i * + e E ) + α 3 e E + α 4 w + u eM * = γ 0 + γ 1i + γ 2 (i * + e E ) + γ 3e E + γ 4 w + vt P (1.13) (1.14) Burada P fiyat düzeyini, i yerli bono faiz oranını, i* yabancı bono faiz oranını, e nominal döviz kurunu, w reel serveti, eE yerli paranın yabancı para kar ısındaki beklenen de er kaybını M ve M* ise sırasıyla yerli ve yabancı para stokunu 20 göstermektedir. Denklemlerdeki katsayıların tümü beklenmektedir. Portföy dengesi yakla ımına göre getirisini (sermaye hareketlili i), 3 2 2 ve 3 katsayıları dı ında pozitif yabancı tahvil tutmanın alternatif yabancı para kar ısında yerli para tutmanın alternatif maliyetini (do rudan para ikamesi) göstermektedir. Portföy dengesi yakla ımının birçok ampirik uygulamasında dolaylı para ikamesi modeli olarak da adlandırılan, yerli ve yabancı para talebi modeli yanında dolarizasyon oranının ba ımlı de i ken oldu u, a a ıda gösterilen do rudan para ikamesi modelleri de kullanılmaktadır: log eM M * = β 0 (1.15) + β 1i + β 2 i * + β 3 e E + β 4 w + z t Buradaki katsayılar k=0,1,2,4 için k= α k- γ k ve 3= 2+ 3- 2- 3’dir ve katsayı i aretleri belirsizdir. Örne in yerli bononun yabancı paradan çok yerli paranın yakın ikamesi olması durumunda 1 katsayısının sıfırdan büyük, 2 katsayısının sıfırdan küçük olması beklenir. Ancak bu durumun tam tersi de mümkündür. El-Erian (1988), Clements ve Schwartz (1993), Mueller (1994) ve Mongardini ve Mueller (1999) faiz oranı farklılıklarının dolarizasyon oranı ile ili kisini do rudan para ikamesi modellerini kullanarak incelemi lerdir, bu çalı malardaki modeller a a ıdaki formülasyona dayanmaktadır2 : ln eM * = λ 0 + λ1e E + λ 2 (i F − i D ) + λ3 Φ * M + eM (1.16) Burada iD ve iF sırasıyla yerli ve yabancı paranın beklenen getirisini göstermektedir, terimi ise El-Erian (1988)’de kukla de i ken, Clements ve Schwartz 2 Gerçekte para ikamesini temsilen kullanılan ba ımlı de i kenler ölçüm sorunları nedeniyle çalı madan çalı maya farkılılık göstermektedir. Örne in El-Erian (1988), Clements ve Schwartz (1993)’ta döviz tevdiat hesaplarının M2’ye oranı, Mueller (1994), Mongardini ve Mueller (1999)’de döviz tevdiat hesaplarının toplam mevduatlar içindeki payı ba ımlı de i ken olarak kullanılmı tır. 21 (1993)’te trend de i keni, Mueller (1994) ve Mongardini ve Mueller (1999)’de mandal de i ken (ratchett variable) olarak kullanılmı tır. Yabancı ve yerli faiz oranı arasındaki farkın (iF- iD) kapsanmamı faiz oranı paritesi (uncovered interest parity) altında döviz kurunun negatif beklenen de er kaybına (-eE) e it oldu unun zımni olarak kabul edilmesi yukarıdaki modelin önemli bir dezavantajı olarak görülmektedir. 1.3 Para kamesinin Ölçülmesi Leung ve Ngo (1999: 25)’a göre teorik anlamda para ikamesinin ölçülmesinde stok ve davranı sal yakla ım olmak üzere iki temel yakla ım bulunmaktadır. Stok kavramı ülkede dola ımda bulunan yabancı para miktarı ile ülkedeki yerle iklerin döviz tevdiat hesapları toplamının yerli para miktarına oranı olarak tanımlanmaktadır. Di er taraftan davranı sal yakla ım, yerle iklerin döviz kuru, faiz oranı ve enflasyon gibi makroekonomik de i kenlerdeki de i melere kar ısında yerli paradan yabancı paraya geçi oranını göstermektedir. Para ikamesini belirleyicilerinin ölçüm sürecinde yerle iklerin gerek yurtiçi, gerekse yurtdı ında bulundurdukları yabancı para stokundaki de i meler ekonometrik modellerde ba ımlı de i ken olarak yer almaktadır. Bir ülkede belirli bir dönemdeki yabancı para stokunun ölçülmesi yerle iklerin, hükümetin döviz bulundurulmasına dair uyguladıkları düzenleyici politikalara yönelik algılamaları ile yakından ili kili oldu undan oldukça zor bir i lemdir. Döviz yurtiçi yerle ikler tarafından üç farklı ekilde tutulmaktadır: Yurtiçi finansal kurumlarda bulundurulan yabancı para miktarı, dola ımdaki yabancı para miktarı ve yurtdı ındaki finans kurumlarında bulundurulan sınır ötesi mevduat miktarı. Ancak gerek geli mi gerekse geli mekte olan ülkelerde dola ımdaki yabancı para miktarının tam olarak belirlenmesi mümkün de ildir. Özellikle geli mekte olan ülkelerde yabancı para, bankalardaki döviz tevdiat hesaplarının yanı sıra, döviz tevdiat hesaplarının hükümet tarafından yerli para cinsinden mevduata çevrilmesi korkusu nedeniyle yastık altında nakit olarak da tutulmaktadır (Mizen ve Pentecost, 1996a: 16). Bu nedenle dola ımdaki yabancı para miktarı para ikamesi ile ilgili ço u çalı mada dikkate alınmamaktadır. 22 Tüm bu ölçüm zorluklarına kar ın, Latin Amerika’da para ikamesi ile ilgili yapılan çalı malarda dola ımdaki yabancı para miktarının hesaplanması için çe itli yöntemler geli tirilmi tir. Örne in Melvin ve Ladman (1991) Bolivya’da dola ımdaki yabancı para miktarını uyu turucu ticareti ile ilgili istatistikleri dikkate alarak hesaplamaya çalı mı tır. Kamin ve Ericsson (1993) Arjantin’de dola ımdaki yabancı para miktarını ülkeye deniz yoluyla giren ABD doları banknotları verilerine dayanarak hesaplamı tır. Dola ımdaki yabancı para miktarı gibi sınır ötesi mevduat verileri de ölçülme zorlukları nedeniyle para ikamesi ile ilgili çalı maların ço unda kullanılamamı tır. Dola ımdaki döviz miktarı ile sınır ötesi mevduat miktarının ölçülememesi yanında, bazı ülkelerde belirli dönemlerde döviz bulundurulmasının yasaklanması da para ikamesinin tam olarak saptanabilmesini zorla tırmaktadır. Örne in Meksika (1982), Bolivya (1992) ve Peru (1985) gibi ülkelerde bankacılık sistemindeki döviz tevdiat hesapları hükümet kararları ile yerli para cinsinden mevduat hesaplarına çevrilmi tir (Viseth, 2001: 6). Bu gibi kısıtlar altında yabancı para miktarının ölçülmesi, iktisadi ajanların yabancı para ve yabancı para cinsinden varlıklarını yurtiçi finansal sistem dı ında, yurtdı ındaki bankalarda veya yastık altına kaydırmaları nedeniyle mümkün de ildir. Yabancı para bulundurmanın herhangi bir kanunla yasaklanmamı oldu u durumlarda bile sadece döviz tevdiat hesaplarının para ikamesinin göstergesi olarak kullanılması sınır ötesi mevduat ve dola ımdaki yabancı para miktarının sıfır oldu u varsayımına dayandı ından tahmin sonucu elde edilen sonuçlar ihtiyatlı bir ekilde yorumlanmalıdır. Döviz tevdiat hesaplarının, aynı zamanda yurtiçi ve yurtdı ı talebi içermesi, mevduat türlerinin vade yapısını da göstermemesi yapılan ampirik çalı maların açıklama gücünü dü ürmektedir. Yukarıda de inilen kısıtlarına ra men, para ikamesinin ölçülmesinde kullanılan en yaygın yöntem döviz tevdiat hesaplarının geni tanımlı para arzına (M2) oranıdır. Sözü edilen oran (DTH/M2), para ikamesi veya dolarizasyon oranı olarak da 23 adlandırılmaktadır3. Döviz tevdiat hesaplarının, dola ımdaki yabancı para ve sınır ötesi mevduat miktarı ile aynı yönde ve istikrarlı bir ili ki içerisinde oldu u dikkate alınarak, döviz tevdiat hesaplarının M2’ye oranı ülkedeki para ikamesinin alt sınırı olarak görülmektedir. Türkiye’de para ikamesinin tahmin edilmesinde de, tahmin dönemi boyunca döviz tevdiat hesaplarına kanuni herhangi bir kısıtlama getirilmemesi ve sınır ötesi mevduatlara dair verilere ula ılamaması nedeniyle, yabancı para stokunun göstergesi olarak bu oran kullanılacaktır. 3 Para ikamesinin ölçülmesinde döviz tevdiat hesaplarının geni tanımlı para arzına oranının (DTH/M2) kullanıldı ı çalı malar için bkz. Agenor ve Khan (1992), Sahay ve Vegh (1996), Savastano (1996) ve Clements ve Schwartz (1992). 24 K NC BÖLÜM 2. PARA KAMES N N MAKROEKONOM K ETK LER Para ikamesi sürecinin 1970’li yılların sonundan itibaren artan küreselle me süreci ile birlikte hız kazanması, ülkelerin uyguladı ı makroekonomik politikalar üzerinde önemli etkiler yaratmı tır. Özellikle 1980 ve 1990’lı yıllarda para ikamesinin esnek kur sisteminde dahi parasal ba ımsızlı ı ortadan kaldırarak para politikasının etkinli ini azalttı ını, di er yandan da hükümetlerin senyoraj ve enflasyon vergisinden elde edilen gelirleri dü ürdü ünü öne süren birçok teorik ve ampirik çalı ma yapılmı tır. Bu nedenle, çalı manın bu bölümünde para ikamesinin para ve maliye politikaları üzerindeki muhtemel etkilerine, literatürde yapılan teorik ve ampirik çalı malar dikkate alınarak de inilecektir. 2.1 Para kamesi ve Gresham Yasası Para sistemleri maddi özellikleri açısından tarihsel olarak üç a amalı bir evrim süreci geçirmi tir (Paya, 2002: 31): 1. Metal para veya mal para sistemi, 2. Ka ıt para sistemi, 3. Kaydi para veya banka parası sistemi. Ka ıt para sisteminin henüz geçerli olmadı ı mal para sisteminde devlet altın ile gümü arasında belirli bir parite tayin etmektedir. ki metalli para sistemi diye nitelendirilen böyle bir uygulamada, merkez bankaları belirledi i sabit pariteden madeni paraları de i tirmekteydi. Ancak merkez bankasının tespit etti i sabit altın gümü paritesi ile piyasadaki altın gümü paritesi zaman içerisinde farklıla tı ından, iki madeni paradan nispi olarak daha az bulunan altın daha de erli hale gelmi tir (Lewis ve Mizen, 2000: 48). Nispi arzının altına göre daha fazla olması nedeniyle i lemler amacıyla 25 kullanılan gümü , de er biriktirme amacıyla gömülenen altının dola ımdan kalkmasına sebep olmu tur. Bu duruma yani kötü paranın iyi parayı dola ımdan kovmasına Gresham kanunu adı verilmektedir (Marshall, 1965: 61). Avrupa ve Amerika’da 18. yüzyılın ikinci yarısından itibaren ortaya çıkan ve 19. yüzyılın ilk çeyre ine kadar devam eden iki metalli para sisteminde, aynı ülkede gümü ün para ve piyasa de eri aynı olmasına ra men, di er ülkelerde altın ve gümü darphane paritesinin farklı olması yanlız yurtiçinde de il ülkeler arasında da madeni para akımına neden olmu tur. Sözü edilen sistemde bir ülkede di er ülkeye kıyasla dü ük de er ile tespit edilmi olan metal o ülkede para olarak kalmı , yüksek de er tespit edilen metal ise di er ülkeye kaçmı , böylece Gresham yasası uluslararası alanda da geçerli hale gelmi tir. ki metalli para sisteminin terk edilmesinin ardından, ka ıt para sisteminde Gresham yasasının geçerlili i sorgulanmaya ba lanmı tır. Ka ıt para sisteminin söz konusu oldu u günümüz ko ullarında sözü edilen yasanın geçerli ini kaybetti i, hatta tersine i ledi i görülmü tür (Marshall, 1965: 63). II. Gresham yasası olarak da bilinen bu durum daha sonraları Boyer (1978), Girton ve Roper (1981) ve Kareken ve Wallace (1981) tarafından tekrar ke fedilmi tir. Döviz kurunun denge de erinin esnek kur sistemi altında nasıl belirlendi inin incelendi i sözü edilen çalı malarda birden fazla kaydi paranın aynı anda dola ımda bulunmasının döviz piyasasını istikrarsız hale getirdi i bulunmu tur. Yapılan çalı malar bireylerin di er ülkelerin paralarını bulundurmalarına izin veren esnek kur sisteminin II. Gresham yasası ve para ikamesi nedeniyle ekonomik istikrar açısından uygun olmadı ını ortaya koymu tur (McKinnon, 1985: 47). Buna göre esnek kur sisteminde iyi paranın kötü parayı kovması süreci öyle ya anacaktır: Döviz kurunun de er kaybedece i beklentisi içerisinde olan iktisadi ajanlar esnek kur sisteminde paralarının satın alma gücünü korumak için rezerv para olarak adlandırılan geli mi ülkelerin paralarına yönelecektir. Rezerv para portföyde ba langıçta de er biriktirme amacı ile tutulacak, enflasyonist sürecin devam etmesi durumunda yerli paranın i lemlere aracılık etme fonksiyonunu üstlenerek, yerli parayı dola ımdan kovacaktır (Rodriguez, 1992: 2). 26 Artan para ikamesi nedeniyle Gresham yasasının tersine dönmesi olgusu 1980 ve 1990’larda Meksika, Arjantin ve Peru gibi Latin Amerika ülkelerinde, 1970’lerin sonlarında srail, 1990’lı yıllarda Rusya ve Ukrayna’da gözlemlenmi tir. Sözü edilen ülkeler hiperenflasyonist süreçler nedeniyle olu an para ikamesinin senyoraj ve enflasyon vergisinden elde edilen geliri dü ürmesi kar ısında döviz tevdiat hesaplarının yerli para cinsinden mevduata çevrilmesi, döviz tevdiat hesaplarının vergilendirilmesi gibi çe itli önlemler almı lardır. Bu durum halkın yerli paraya olan güvenin daha da azalarak para ikamesinin geri dönülemez bir özellik kazanmasına yol açmı tır. Yabancı paranın yerli paranın tüm fonksiyonlarını üstlenmesi ile birlikte yerli paraya olan talebin dü mesi enflasyonun daha da hızlanmasına neden olmu tur. Örne in, 1970’ler boyunca yerle iklerin yabancı para bulundurmasını engelleyen döviz kontrollerinin 1977 yılında kaldırılmasının ardından, srail’de yıllık yüzde 15-20 aralı ında seyreden enflasyon birden yüzde 100’e yükselmi tir. srail’de para ikamesini kontrol altına almayı amaçlayan birkaç ba arısız önlemden sonra, 1977’de kaldırılan döviz kontrollerini ve dolar cinsinden mevduatların kademeli olarak ekele çevrilmesini içeren kapsamlı bir istikrar programı 1985 yılında uygulamaya konulmu , enflasyon oranındaki artı lar kontrol altına alınmı tır (McKinnon, 1985: 48). 2.2 Para kamesinin Para Politikası Üzerindeki Etkileri Sermaye hareketlerinin serbestle tirildi i bir ortamda, para ikamesinin para talebinin istikrarsızlı ına yol açması mümkündür. Bunun yanında para ikamesi merkez bankasının fiyat istikrarının sa lama amacına yönelik hedefleme stratejilerinin uygulanabilirlili i ve para politikalarının ba ımsızlı ı üzerinde de önemli etkilere de sahip olabilmektedir. Çalı manın bu kısmında yukarıdaki unsurlar dikkate alınarak para ikamesinin para politikası üzerindeki olası etkileri ortaya konmaya çalı ılacaktır. 27 2.2.1 Para kamesinin Para Talebinin stikrarı Üzerindeki Etkileri stikrarlı bir para talebi fonksiyonu para politikası çerçevesinde parasal büyüklüklerde yapılan herhangi bir de i ikli in çıktı, faiz oranları ve fiyatlar genel düzeyi gibi makroiktisadi de i kenler üzerindeki etkilerinin tahmin edilebilmesi açısından hayati bir öneme sahiptir. Bu öneminden dolayı para talebi fonksiyonu üzerine, ba ta ABD ve ngiltere olmak üzere geli mi ülkeleri kapsayan bir çok teorik ve ampirik çalı ma yapılmı tır. Ancak son yıllarda geli mekte olan ülkeleri kapsayan çalı malar önemli bir artı göstermi tir. Bu ülkelerdeki çalı maların büyük bir kısmı merkez bankaları ve uluslararası kurulu lar tarafından, finansal liberalizasyon süreci ve döviz kuru rejimlerindeki de i ikliklerin ulusal para talebi üzerindeki etkisinin ölçülmesi amacıyla yapılmı tır (Sriram, 1999: 3). 1980’li yıllara kadar yapılan ampirik çalı maların ço u, para talebinin gelir ve servet gibi ölçek de i kenler ile enflasyon ve yurtiçi faiz oranı gibi para tutmanın alternatif maliyetini temsil eden de i kenler yanında, ba ımlı de i ken olarak reel para balanslarının bir gecikmeli de erinin kullanıldı ı kısmi uyumlanma modellerine (partial adjustment models) dayanmaktaydı4. kinci Dünya Sava ı sonrası ABD için olu turulan kısmi uyumlanma modellerinde para talebi, ile ölçek ve fırsat maliyeti de i kenleri arasındaki ili ki istatistiksel ve iktisadi olarak anlamsız, yani istikrarsız bulunmu tur. Di er geli mi ülkelerin benzeri para talebi modellerinde de aynı bulgulara ula ılırken, geli mekte olan ülkeler için yapılan ampirik analizlerde farklı sonuçlar elde edilmi tir. Sözü edilen bu durum “kaybolan para olayı” (the missing money episode) olarak adlandırılmı tır (Sriram, 1999: 3). Parasal hedeflemenin en önemli ön ko ulu olan kontrol edilebilir ve istikrarlı para talebi fonksiyonlarının yapılan ampirik çalı malar sonucunda elde edilememesi Avrupa ülkelerinin merkez bankalarının 1970’lerde yaygın olarak kullandıkları parasal hedefleme stratejilerini terk etmelerine yol açmı tır. 4 Arzulanan ve gerçekle en para talebi düzeyleri arasındaki uyumlanma maliyetlerinden kaynaklanan fark kısmi uyumlanma modellerinin en belirleyici özelli i olarak bilinmektedir. Para ikamesi ile ilgili kısmi uyumlanma modelleri için bkz. Goldfeld (1976), Batten ve Haffer (1985) ve Volkov (2000). 28 Para talebinde gözlemlenen bu istikrarsızlıkların nedenleri olarak iktisatçılar literatürde iki unsur üzerinde durmu lardır. Bunlardan birincisi ve aynı zamanda en önemlisi 1970’li yıllardan itibaren hız kazanan finansal yenilikler, ikincisi ise para talebinin ampirik analizinde kullanılan kısmi uyumlanma modelinin ekonometrik ölçüm teknikleri açısından yanlı tanımlanmı bir yapıya sahip olmasıdır (Goldfeld, 1976: 736). Sözü edilen sorunun ekonometrik ölçüm tekniklerini ilgilendiren kısmının çözümü için kısmi uyumlanma modelinin eksikliklerini bertaraf eden tampon stok modelleri (buffer stock models) ve hata düzeltme modelleri (error-correction models) olarak da bilinen e bütünle me modelleri (cointegration models) geli tirilmi tir (Lewis ve Mizen, 2000: 281). Özellikle veri setinin zaman serisi özelliklerini ortaya çıkaran e bütünle me tekniklerinin kullanıldı ı para talebi modelleri son yıllarda çe itli ülkeleri kapsayan çalı malarda di er modellere göre daha fazla tercih edilmi tir (Sriram, 1999: 3). Finansal yeniliklerin para talebinin istikrarı üzerindeki etkisinin belirlenmesi amacıyla para talebi modeline para tutmanın fırsat maliyetini gösteren yurtiçi faiz oranı dı ında çe itli de i kenler eklenmi tir. Finansal yeniliklerin etkisini temsilen nominal faiz oranının mandal de i ken (ratchett variable) olarak kullanıldı ı Goldfeld (1976:728)’de kinci Dünya Sava ı sonrası ABD ekonomisinde nominal faiz oranındaki geçici de i melerin reel para talebi üzerinde sürekli de i melere yol açtı ı, bunun da para talebindeki istikrarsızlı ın önemli bir açıklayıcısı oldu u, ortaya çıkarılmı tır. Para talebinin istikrarsızlı ı sorununun çözümü için para talebi fonksiyonlarında mandal de i kenlerin yanında finansal yeniliklerin temsilcisi olarak Lieberman (1977)’de trend de i keni, Dotsey (1985)’te e-paralar ve Arrau, De Gregorio, Reinhart ve Wickham (1995)’te ise stokastik trend kullanılmı tır. Finansal yatırım araçlarının çe itlenmesi biçiminde ortaya çıkan finansal yenilikler para tanımının yapılmasında güçlüklere neden olmu , para talebinde tahmin 29 sorunları yaratmı tır (Lewis ve Mizen, 2000: 282). Artan finansal yenilikler sonucunda yabancı para kullanımının yaygınla ması para ikamesini yüksek enflasyonun ya andı ı ülkelerin para talebi fonksiyonunun tahmininde ya anan sorunların en önemli nedenlerinde biri haline getirmi tir (Uribe, 1997:186). Para talebi denklemlerinde para ikamesinin göstergesi olarak kullanılan de i kenlerin istatistiksel ve iktisadi açıdan anlamlı sonuçlar vermesi, para arzı tanımları ve tahmin edilmesi gereken para talebi fonksiyonunun yapısı ile ilgili tartı maları arttırmı tır. Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkilerinin belirlenmesi ile ilgili çalı maların ço unda ad-doc model sınıflaması içerisinde yer alan portföy dengesine dayalı para talebi modelleri kullanılmı tır. Bunun yanında sınırlı sayıda da olsa bireysel tüketicinin fayda maksimizasyonu çerçevesinde yerli ve yabancı paraya olan talebini belirledi i pe in nakit modellerin kullanıldı ı çalı malar da yapılmı tır5. Bu çalı malardan elde edilen sonuçlar kullanılan modelin ve ara tırmanın yapıldı ı dönemdeki ülkelerin spesifik özelliklerine göre farklıla maktadır. Sözü edilen çalı malar ilk olarak geli mi ülkeler için yapılmı tır. Ancak son yıllarda, ba ta Latin Amerika ve eski do u bloku ülkeleri olmak üzere geli mekte olan ülkelerle ilgili yapılan çalı malar önemli bir artı göstermi tir. Portföy dengesi modelinin para ikamesini de içerecek ekilde geni leterek ilk defa kullananlardan biri olan Mckinnon (1982), para talebi fonksiyonuna döviz kurunun beklenen de er kaybını ve yabancı faiz oranını ekledi i çalı masında ABD ve Kanada paraları arası ikame edilebilirli in Kanada’daki ulusal para talebinin istikrarsız hale gelmesine yol açtı ını bulmasına ra men, dünya para talebinin istikrarlı oldu u sonucuna ula mı tır. Bu nedenle para ikamesinin aslında yurtiçi enflasyon oranının tahmininde daha fazla açıklayıcılık gücüne sahip oldu unu savunmu tur. Kanada için olu turulan para talebi fonksiyonu çerçevesinde para ikamesinin öneminin ara tırıldı ı Bordo ve Choudhri (1982)’de de döviz kurundaki beklenen de i menin yerli para 5 Para ikamesinin para talebinin istikarı üzerindeki etkilerinin analiz edildi i cas-in-advance modellerin kullanıldı ı çalı malar için bkz. Guidotti ve Rodrigez (1992), Ireland (1995), Uribe (1997). 30 talebinin önemli bir açıklayıcısı oldu u bulunmu tur. Hatta Cuddington (1989) para ikamesinin bulunmadı ı durumda bile para talebinin yerli paranın yabancı para kar ısındaki beklenen de er kaybına ba lı oldu unu savunmu tur. Portföy dengesi modeliyle e bütünle me tekniklerinin kullanıldı ı Maccario (2000) talyan lirası ile Avrupa birli i üyesi Belçika, Danimarka, Finlandiya, Fransa, Almanya, rlanda, Hollanda, spanya, sveç ülkelerinin paraları arasındaki ikame edilebilirli i ortaya koymaya çalı mı tır. Para talebi modelinin açıklayıcı de i kenlerinden ulusal paranın beklenen de er kaybının göstergesi olan yurtiçi ve yurtdı ı enflasyon farkı ile reel para talebi arasında kısa ve uzun dönemli bir ili ki saptanamamı tır. Bu yüzden talyan lirası ile di er paralar arasında ikame edilebilirlik ili kisinden çok tamamlayıcılık ili kisinin söz konusu olabilece i vurgulanmı tır. Modeldeki enflasyon farkının ulusal paranın beklenen de er kaybının göstergesi olarak kullanılması rasyonel beklentiler ve satın alma gücü paritesinin sa lanması varsayımına dayanmaktadır. Para talebi ile para ikamesi arasında uzun dönemli bir ili kiye rastlanamaması sözü edilen varsayımların geçerli olmamasına ba lanmı tır ve para ikamesinin göstergesi olabilecek, forward döviz kuru veya yerli ve yabancı faiz oranı farkı gibi, di er de i kenlerin kullanılması önerilmi tir. AB ile ilgili di er bir çalı mada Freitas (2003) Euro bölgesinde para talebinin istikrarını analiz etti i modelde, ABD tahvil faiz oranının Avrupa para talebinin önemli bir belirleyicisi oldu unu tespit etmi tir. Bu durumda ABD doları ile Euro arasındaki ikame edilebilirlik ili kisinin Avrupa Merkez Bankası’nın uygulayaca ı para politikaları üzerinde önemli etkileri olaca ını öne sürmü tür. Yıldırım (2003) para ikamesinin Avrupa Birli i’ndeki para talebinin istikrarı üzerindeki etkisinin belirlenmesi amacıyla Almanya, Fransa, ngiltere, Hollanda ve talya’nın para talebi fonksiyonlarını geleneksel parasal büyüklüklerle ve sonra yurtdı ında tutulan mevduatların da eklendi i geni letilmi parasal büyülüklerle ayrı ayrı test etmi tir. Sözü edilen çalı mada tahmin edilen geni letilmi parasal büyüklüklerin kullanıldı ı para talebi denkleminin daha istikrarlı oldu u di er bir deyi le para politikalarının Avrupa Birli i bazında uygulanabilme imkânının olabilece i sonucuna ula ılmı tır. 31 Arjantin, Brezilya ve Meksika gibi benzer yapılara sahip Latin Amerika ülkelerindeki para ikamesi sürecini Prock, Soydemir ve Abugri (2003) dar tanımlı reel para arzının ba ımlı de i ken ve nominal efektif döviz kurunun para ikamesinin göstergesi oldu u para talebi modelinde e bütünle me tekniklerini kullanarak analiz etmi tir. Etki tepki fonksiyonlarının kullanıldı ı çalı mada ülkelerin faiz oranlarına verilen bir standart sapmalık okun reel para talebi üzerindeki etkisi Arjantin ve Brezilya’da negatif ve anlamlı, Meksika için pozitif ve anlamlı oldu u bulunmu tur. Nominal efektif döviz kuruna verilen bir okun Arjantin ve Brezilya’da reel para talebini önemli derecede arttırdı ı, Meksika’da ise dü ürdü ü görülmü tür. Ele alınan ülkelerin etki tepki fonksiyonundan elde edilen bulgular, para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkileri açısından, Arjantin ve Brezilya’da Meksika’ya göre daha etkili oldu unu göstermi tir. Adı geçen çalı mada Aralık 1994 krizinden sonra Meksika’nın daha güvenilir makroiktisadi politikalar uygulayarak enflasyonist bekleyi leri kırması para ikamesinden di er ülkelere göre daha az etkilenmesinin en önemli nedeni olarak gösterilmi tir. Civcir (2003) Türkiye için 1987–1999 yılları arasını kapsayan portföy dengesi yakla ımını kullandı ı çalı masında e bütünle me yöntemleri ile para talebinin uzun dönemde milli gelir, mevduat faiz oranı, D BS faiz oranı, döviz kurunun beklenen de er kaybı ve enflasyon ile uzun dönemli bir ili ki içerisinde oldu unu bulmu tur. Sözü edilen çalı maya göre ele alınan dönem boyunca yapılan ekonomik reformlar ve ya anan ekonomik krizlere ra men para talebi istikrarlıdır. Yapılan çalı mada reel para talebi ile para ikamesi arasında öngörüldü ü gibi negatif ve anlamlı bir ili ki bulunmu tur, dolayısıyla Türkiye’de para ikamesi para talebinde önemli bir açıklayıcılı a sahiptir. Para ikamesinin varlı ına ra men para talebinin halen istikrarlı olması ise ekonomide para otoritesi tarafından halen etkin bir para politikası uygulanabilme imkânının bulundu una i aret etmektedir. Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerideki etkisinin pe in nakit modellerle teorik olarak incelendi i edildi i çalı malardan en önemlileri Guidotti ve Rodrigez 32 (1992) ve Uribe (1997)’dir. Guidotti ve Rodrigez (1992) i lemlerin gerçekle tirilmesi amacıyla yerli paranın yanında yabancı paranın da kullanıldı ı temsili bir bireyin fayda maksimizasyonu ile hareket etti i tek mallı bir ekonomiyi ele almı tır. Paraların birbirine çevrilmesinde sabit bir i lem maliyetinin söz konusu oldu u modelde, yurtiçi ve yurtdı ı enflasyon arasındaki fark arttıkça ekonominin dolarizasyon düzeyinin artaca ı ve ekonominin sadece yerli paranın kullanıldı ı dura an durum dengesinden, sadece yabancı paranın kullanıldı ı dura an dengesine ula aca ı teorik olarak kanıtlanmı tır. 1970 ve 1980’lerde ya anan finansal liberalizasyon sürecinin paraların birbirine çevrilmesindeki i lem maliyetlerini azaltması, Bolivya ve Peru gibi ülkelerde enflasyon oranlarında önemli dü ü ler ya anmasına ra men para ikamesinin devam etmesi ve tersine dönmemesinin en önemli nedeni olarak gösterilmi tir. Finansal yenilik sürecinin para ikamesinin oldu u bir modelde para talebi üzerindeki etkilerinin tespit edilmesi amacıyla Uribe (1997), Ireland (1995)’te kullanılan pe in nakit para ikamesi modeline a dı sallıkları (network externalities) etkilerini eklemi tir. Modelde a dı sallıklarının etkisi iktisadi ajanların yabancı parayı ödeme aracı olarak kullanma alı kanlıklarının artması ile birlikte yabancı para kullanımının marjinal özel maliyetinin dü mesi olarak tanımlanmı tır. Aynı zamanda yabancı para ile mal satın almada ortaya çıkan özel maliyetlerin ekonominin tümünün yabancı paranın de i im aracı olarak kullanılması ile olu an deneyimlerin azalan bir fonksiyonu oldu u vurgulanmı tır. Ireland (1995)’in önemli eksiklilerinden biri olarak görülen sürekli fakat dura an olan paranın dolanım hızı, ampirik çalı maların ço unda da tespit edildi i gibi Uribe (1997)’de dura an olmayan bir de i ken olarak tanımlanmı tır. Sözü edilen a dı sallıklar pe in nakit modelde birden fazla dura an durum dengesinin ve paranın dolanım hızında geri dönülemezlik “histeri” etkisinin olu masına neden olmu tur. Özellikle ılımlı enflasyon düzeylerinde model, iki istikrarlı ve bir istikrarsız dura an durumun ortaya çıkmasına yol açmaktadır. Dura an dengelerin birinde yerli para dola ımdaki tek para konumundadır, di er istikrarlı denge durumunda ise her iki para da ödeme aracı olarak kullanılmaktadır. Ekonomi enflasyonist bir ortamda yabancı paranın kullanılması ile dolarizasyonun oldu u dura an duruma ula ılmaktadır. Ancak beklenen enflasyon düzeyinin sürekli artı 33 göstermesi, yerli paranın dolanım hızını arttırarak ekonomiyi dolarizasyonun daha yüksek oldu u dura an duruma ta ımaktadır (Uribe, 1997: 187). A dı sallıkların bulundu u Uribe (1997: 200)’de iki önemli sonuca ula ılmı tır. Bunlardan birincisi dolarizasyonun oldu u dura an durum dengesinde, sadece yabancı paranın kullanıldı ı Guidotti ve Rodrigez (1992)’in aksine, a dı sallıklarının modelde her iki paranın da dola ımda bulundu u dura an durumun olu masını sa lamasıdır. Bu süreç hiperenflasyonist süreçlerde bile yerli paranın ödeme aracı olma fonksiyonunu devam ettirdi i gerçek hayatla örtü mektedir. kincisi a dı sallık modelinde yerli paranın tercih edilmesi için di er modellerin aksine, getirisinin yabancı paranın getirisinden fazla olmasına gerek yoktur. Özellikle yurtiçi enflasyonun yabancı paranın enflasyon oranını a tı ı durumlarda bile dolarizasyonun tamamen ortadan kalkmasının mümkün olması modelin dikkate de er di er önemli bir özelli idir. Sonuç olarak para ikamesinin pe in nakit modeli beklenen enflasyon oranındaki geçici de i melerin paranın dolanım hızı üzerinde kalıcı etkilere sahip oldu unu göstermi tir (Uribe, 1997:199). Elde edilen bu sonuç finansal liberalizasyonun söz konusu oldu u monetizasyon ve senyoraj gelirlerinin arttırılmasını içeren istikrar politikalarının uygulandı ı ülkeler için önemli çıkarımlara sahiptir. Örne in, finansal uyum süreci ile beraber yabancı paraların mal alım satımında kullanılması devletin veri bir parasal büyümeden elde etti i senyoraj gelirinin dü mesine, laffer e risinin a a ıya kaymasına ve düzle mesine neden olacaktır. ncelenen çalı malar; 1970’lerin ba ında itibaren standart para talebi modellerinden elde edilen tahmin sonuçlarının açıklayıcılık gücünü yitirmesi finansal yenilik süreçleri sonucunda ortaya çıkan para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerinde önemli bir etkisinin oldu unu göstermi tir, buna paralel olarak ampirik çalı malarda para talebi denklemlerine para ikamesi ile ilgili göstergelerin ilave edilmesi modellerin açılayıcılık gücünü önemli ölçüde arttırmı tır. 34 2.2.2 Para kamesi ve Para Politikasında Hedefleme Stratejileri 1980’li yılların ba larından itibaren fiyat istikrarından sorumlu otorite olarak merkez bankalarının uyguladıkları para politikalarında kurala dayalı veya ihtiyari politika uygulanması konusundaki tartı malar yerini hangi kuralın uygulaması gerekti ine bırakmı tır. Para otoritesinin kurala dayalı politika uygulamasında hangi de i kenleri esas alaca ı ile ilgili tartı malar halen devam etmektedir, ancak iki prensipte uzla ma sa lanmı tır. Bunlardan birincisi para politikasının nominal bir de i keni hedeflemesi gerekti i eklindedir. kincisi ise, politikanın önceden belirlenmi bir kurala uygun yürütülece ine dair ba layıcılık ta ıyan bir taahhüdün zorunlu olmasıdır (Telatar, 2002: 190). Para politikasında hangi de i kenin hedeflenmesi gerekti i konusunda da iki farklı yakla ım söz konusudur. Bunlardan ilki olan ara hedefleme yakla ımı, parasal taban, döviz kuru gibi ara hedef de i kenlerin belli bir aralık veya de er olarak para otoritesi tarafından hedeflenmesini içermektedir. Ekonomide para politikası vasıtasıyla ula ılmak istenen enflasyon veya nominal milli gelir gibi nihai de i kenlerin hedef olarak seçilmesi de ikinci bir yakla ım olarak görülmektedir. Nihai de i kenin ara hedef de i ken yardımıyla dolaylı olarak yönlendirilmeye çalı ıldı ı ara hedeflemede seçilecek ara hedef de i ken en az iki kıstası kar ılamalıdır. Bunlardan birincisi ara hedef de i ken ile enflasyon faiz oranı gibi para piyasası de i kenleri arasında istikrarlı bir ili ki olmasıdır. kincisi ise ara hedef de i kenin nihai hedef de i kenin mükemmel bir öngörüsünü sa lamasıdır (Bofinger, 2001: 247; Paya, 2002: 159-60). Bu çerçevede ara hedefleme yakla ımı parasal hedefleme ve döviz kuru hedeflemesi olmak üzere ikiye ayrılmaktadır. Parasal hedefleme, merkez bankasının enflasyon oranını dü ürmek amacıyla parasal taban, M1 veya M2 gibi parasal büyüklüklerin artı oranına belli periyotlarla hedefler koymasıdır (Bofinger, 2001:248). Söz konusu yakla ımda para otoritesinin temel vazifesi, reel büyüme trendine göre para 35 arzını kontrol ederek, para stokundaki de i melerin ekonomik istikrarsızlıklara yol açıcı etkisini dü ürmektir. 1973 yılında Bretton Woods sisteminin çökmesi ile birlikte dalgalı kur sisteminin tercih edilmesi ülkelere para politikasında önceki dönemlere göre ba ımsız hareket etme serbestisi kazandırmı tır. Buna ba lı olarak, monetarist yakla ım çerçevesinde merkez bankaları parasal hedefleme ile para arzını, arz okunun etkisinin telafi etmek amacıyla, çıktıdaki de i melere göre ayarlamaya çalı mı lardır. Ancak, miktar teorisinde enflasyon oranının para stokundaki de i meler tarafından belirlenmesinin ancak paranın dolanım hızının istikrarlı olması durumunda söz konusu olması parasal hedefleme ile ilgili çalı maların do rulu unun sorgulanmasına neden olmu tur. Özellikle miktar teorisinin yerli paranın fırsat maliyetini yansıtan alternatif varlıkların faiz oranları ve para ikamesini dikkate almaması önemli bir eksiklik olarak görülmü tür. Para talebi modelleri ile ilgili ampirik çalı malarda M1’in ba ımlı de i ken olarak kullanıldı ı para talebi denkleminin kısa ve uzun dönemde istikrarsız oldu unun teyit edilmesinin yanında, M2Y ve M3 gibi vadeli ve yabancı mevduatı içeren geni parasal büyüklüklerdeki de i melerin zaten merkez bankasının kontrolü dı ında olması geli mi ülkelerdeki merkez bankalarının parasal hedefleme stratejilerini terk etmelerine neden olmu tur (Mishkin, 1997: 21). Özellikle son dönemlerde geli mekte olan ülkelerde ya anan kronik ve hiperenflasyonist süreçlerin önlenmesi amacıyla kamu borçlarının parasalla masının sınırlandırılması parasal göstergelerdeki de i meleri, para politikasının yönlendirilmesinde ikinci plana itmi tir. Kronik enflasyonun ya andı ı geli mekte olan ülkelerde parasal hedeflemenin uygulanamamasının en önemli nedeni halkın geçmi e dönük endeksleme alı kanlıklarını kıramamasıdır. Parasal hedefleme, para otoritesinin daha önce uygulanan para programlarının ba arısızlıkla sonuçlanmasından kaynaklanan güvenilirlik eksikli i nedeniyle, halkın döviz kurunun de er kaybedece i beklentisini güçlendirerek para ikamesinin artmasına yol açabilmektedir. Para ikamesi, bireyler tercihlerini yerli paradan yabancı paraya yönlendirdikçe, paraya dayalı istikrar programlarının ba langıç döneminde para arzının kontrol edilmesinden kaynaklanan 36 likitide baskısını (liquidity crunch) ve ekonomide ya anan durgunlu u arttırıcı etkilere sahiptir (Calvo ve Vegh, 1994: 44). Bu durum nominal çapa olarak döviz kurunun, parasal göstergelere göre daha fazla tercih edilmesine neden olmu tur. Uzun süren enflasyonist dönemlerin ekonomide yüksek düzeyde para ikamesine yol açması döviz kuru hedefleme stratejisini, hükümeti döviz kurunun de eri ile ilgili belirli bir taahhüdün altına sokarak disipline etmesi nedeniyle, parasal hedeflemeye göre daha avantajlı hale getirmi tir. Döviz kuru hedeflemesinde, hükümet döviz kurunun belli bir dönem boyunca alaca ı de erleri aralık veya tam bir büyüklük olarak taahhüt etti inden sözü edilen strateji parasal hedeflemeye göre daha anla ılabilir olma avantajına sahiptir (Mishkin, 1999: 3). Döviz kurunun, enflasyon oranı dü ük olan bir ülkenin parasına sabitlenmesi durumunda, sözü edilen döviz kuru hedeflemesi rejimi para kurulu adını almaktadır. Para otoritesinin ancak net dı varlık giri i kar ılı ında para basması hükümetleri senyoraj ve enflasyon vergisi yanında alternatif gelir kaynaklarına yöneltmektedir. Bu yönüyle para kurulu, hükümetlerin hiperenflasyonist süreçlerle sonuçlanabilecek kısa dönemli, istihdamı arttırıcı politikaları tercih etmelerini engelleyerek mali açıdan disipline etmenin etkili bir yolu olarak görülmektedir. Döviz kuru hedeflemesi yukarıda bahsedilen avantajları yanında önemli dezavantajlara da sahiptir. Bunlardan en önemlisi, döviz kuru hedeflemesinin para otoritesinin ekonominin konjonktürel durumuna göre para arzını ayarlamasını engelleyerek parasal ba ımsızlı ını ortadan kaldırmasıdır (Mishkin, 1999: 4). Para politikası ba ımsızlı ını kaybeden para otoritesinin içsel veya dı sal okun etkisini giderici önlemleri alamaması aynı zamanda uygulanan istikrar politikalarının güvenilirli ini de zedelemektedir. Bu nedenle ba ta Latin Amerika ülkeleri olmak üzere döviz kurunun nominal çapa olarak benimsendi i geli mekte olan ülkeler, uyguladıkları istikrar programları ile kısa dönemde enflasyonu tek haneli rakamlara dü ürmelerine ra men aynı ba arıyı ulusal paraya olan güvenin yeniden sa lanması ve para ikamesinin ortadan kaldırılmasında gösterememi lerdir (Calvo ve Vegh, 1994: 36). Döviz kuru ve parasal hedeflemeyi tercih etmi olan ülkelerden elde edilen tecrübeler güvenilirlik sorunu nedeniyle yanlız bir nominal çapa uygulaması ile enflasyon oranında kalıcı bir 37 dü ü sa lanamayaca ını göstermi tir. Bu nedenle, araç de i kenler üzerine hedefleme stratejilerinin terk edilerek, enflasyon veya nominal milli gelir gibi iktisadi ajanlar tarafından daha rahat anla ılabilecek nihai de i kenler hedef olarak seçilmi tir. Amaç de i ken hedefleme yakla ımlarından en önemlisi enflasyon hedeflemesidir. lk defa 1990 yılında Yeni Zelanda tarafından uygulanan enflasyon hedeflemesi merkez bankasının fiyat istikrarı nihai hedefi do rultusunda para politikasının belirli bir dönem için belli bir enflasyon hedefi veya hedef aralı ına dayandırılması ve bunun kamuoyuna ilan edilmesi olarak tanımlanmaktadır (Bernanke ve Mishkin, 1997: 36). Enflasyon hedeflemesi stratejisinin uygulanabilmesi için belirli önko ullar gerekmektedir. Bunlar, merkez bankasının araç ba ımsızlı ına sahip olması, enflasyon oranının öngörülebilirli inin artırılabilmesi için tek haneli rakamlara indirilmesi, enflasyon hedefi ile uyumlu para politikası yanında sıkı bir maliye politikasının benimsenmesi ve ülkedeki bankacılık sisteminin sa lam bir yapıya sahip olmasıdır (Debelle, 2001: 2). Enflasyon hedeflemesi iktisadi ajanlar tarafından daha kolay anla ılabilme özelli ine sahiptir. Ancak geli mekte olan ülkelerde yukarıdaki önko ulların hepsi aynı anda sa lanamadı ından, merkez bankası enflasyon oranını kontrol edememektedir. Üstelik para politikasında yapılan bir de i ikli in etkilerinin uzun gecikmeler ile ortaya çıkması zaman tutarsızlık sorununa yol açarak, enflasyon hedefinin gerek halka gerekse piyasalara politikanın durumu hakkında do ru ve hızlı sinyaller göndermesini engellemektedir (Telatar, 2002: 214). Sözü edilen artlar altında kronik enflasyonun devam etmesi para ikamesi sürecinin tersine dönmesi imkânını ortadan kaldırarak histeri etkisinin devam etmesine neden olmaktadır. Para ikamesi ile hedefleme stratejileri arasındaki ili ki Elkhaffif (2003) tarafından Güney Afrika ve Mısır için incelenmi tir. 1991-2001 yılları arasını kapsayan çalı ma döneminde Mısır döviz kuru hedeflemesi stratejisi uygularken, Güney Afrika ise enflasyon hedeflemesi stratejisi uygulamı tır. Döviz kuru ile para ikamesi arasında her iki ülke için de para ikamesinden döviz kuruna do ru tek yönlü nedensellik ili kisi tespit edilmi tir. Yani söz konusu ülkelerde döviz kurunun istikrarsız olmasında para ikamesi önemli bir rol oynamı tır. Adı geçen çalı mada para ikamesinin döviz kuru 38 esnekli inin enflasyon hedeflemesi uygulayan Güney Afrika’da, döviz kuru hedeflemesini uygulayan Mısır’a göre 2,3 kat fazla oldu u bulunmu tur. Elkhaffif (2003)’ün elde etti i ampirik bulgular döviz kuru hedeflemesinin maliyetlerine ra men para ikamesi durumunda enflasyon hedeflemesine göre daha etkin oldu u sonucunu desteklemektedir. Yukarıda anlatılanlar çerçevesinde para ikamesi altında hangi hedefleme stratejisinin kullanılması gerekti i konusunda, paranın dolanım hızındaki istikrarsızlık nedeniyle parasal hedeflemenin tercih edilmemesi görü ü dı ında, herhangi bir fikir birli ine varılamamı tır. Hedefleme stratejisinin belirlenmesinde ülkede uygulanan iktisat politikalarının yönelimi, para ikamesinin düzeyi ve derecesi ile zaman içerisinde izledi i patikanın da bilinmesi gerekmektedir (Elkhaffif, 2003: 2). Bu çerçevede yapılacak bir de erlendirme, para ikamesi ile enflasyonda kalıcı bir dü ü sa lamanın ön artı olan döviz kurunun istikrarı arasındaki nedensellik ili kisinin ortaya konması açısından büyük bir öneme sahiptir. 2.2.3 Esnek ve Sabit Kur Sistemlerinde Para kamesinin Para Politikasının Ba ımsızlı ı Üzerindeki Etkileri Sabit kur sistemlerinde her parasal otorite döviz piyasasına müdahalede bulunmak suretiyle ulusal paralarının paritesini önceden belirlenmi bir aralıkta kalmasını sa lamakla yükümlüdür (Seyido lu, 1999: 544). Merkez bankası ulusal paranın dı de i im de erinin sözü edilen aralı ın üst sınırına çıkması durumunda döviz piyasasına yabancı para kar ılı ında ulusal para satarak müdahale etmektedir. Ulusal paranın dı de i im de erinin önceden belirlenen aralı ın altına dü mesi durumunda ise merkez bankası ulusal parasının de erini korumak amacıyla kendi döviz rezervlerini kullanarak piyasaya yerli para kar ılı ında yabancı para satmaktadır. Sabit kur sisteminde ulusal paranın dı de erinin korunması zorunlulu u ulusal para otoritesinin di er ülkelerden ba ımsız para politikası yürütme yetene ini 39 zayıflatmaktadır. Bunu daha iyi açılayabilmek amacıyla döviz piyasalarının ba langıçta dengede oldu u yerli ve yabancı iki ülkeli bir modelde yerli para otoritesinin para arzını arttırdı ını varsayalım. Para arzındaki artı ile yerle ikler, para arz fazlasından kurtulabilmek amacıyla ellerindeki parayı di er yerli ve yabancı varlıkların satın alınmasında kullanacaktır. Üretilen mal ve hizmetlere artan talep fiyatlar genel düzeyi üzerinde yukarıya do ru baskı yaratarak, yerli paranın yabancı para kar ısında de er kaybetmesine neden olacaktır. Ancak sabit kur sisteminde tanım gere i parasal otorite parasının dı de i im de erini korumak zorunda oldu undan, döviz piyasasına müdahale ederek ulusal para kar ılı ında yabancı para satacaktır. Dolayısıyla ba langıçtaki parasal geni leme tersine dönecektir. Di er bir deyi le döviz kurunun de erinin korunması zorunlulu u parasal otoriteyi kendi uyguladı ı politikalar çerçevesinde para arzını ba ımsız bir ekilde arttırması engelleyerek uygulanan istikrar programlarının ba arıya ula ma ansını dü ürecektir (Miles, 1978:428). Sabit kur sisteminde yukarıda sözü edilen parasal oklar tam sermaye hareketlili i altında sadece yerli ekonomiye de il yabancı ekonomilere yayılma özelliklerine de sahiptir. Bu durumu daha iyi gösterebilmek amacıyla sabit kur sisteminin söz konusu oldu u X ve Y olmak üzere iki ülkeyi ele alalım. X ülkesinin para arzındaki bir artı daha önce de belirtildi i gibi X ülkesinin parasının Y ülkesinin parası kar ısında de er kaybetmesine yol açacaktır. X’in parasının de erini korumak amacıyla Y’nin parasını satarak döviz piyasasına müdahalede bulunması Y ülkesinin para arzını artıracaktır. Sabit kur gere ince döviz kurunu önceden açıklanan bir bant içerisinde tutmak zorunda olan Y ülkesi, X’in para arzında yaptı ı artı a kendi para arzını arttırarak cevap verecektir. Böylelikle X ülkesinden ba layan bir parasal geni leme her ülkenin döviz kurunu önceden açılanan bir band içerisinde tutma yükümlükleri nedeniyle Y ülkesine de yayılacaktır. Esnek sabit kur tartı malarında 1970’li yılların ba larında bir tür ayarlanabilir sabit kur modeli olan Bretton Woods sisteminin çökmesi ile daha da yaygınla an esnek kur sisteminin lehine olan görü , sözü edilen kur sisteminin sabit kurun aksine ekonomiyi ve yerli para arzını dı sal parasal oklardan izole etme özelli ine sahip 40 oldu unu savunmaktadır (Batten ve Haffer, 1984: 5). Döviz kuru ile ilgili herhangi taahhüt altına girilmemesi parasal otoritenin para arzını istedi i gibi arttırmasına imkân vermektedir. Döviz kuru para arzındaki nispi de i melere göre serbestçe dalgalandı ından sabit kur sisteminde ya anan parasal okların yayılma etkisi esnek kur sistemi altında mümkün olmayacaktır. Böylelikle para otoritesi döviz kurunun piyasa güçlerinin belirledi i do rultuda hareket etmesine izin verdi i sürece, istedi i para politikasını uygulama ansına sahip olacaktır. Bazı yazarlara göre yukarıda bahsi geçen esnek kur sisteminin dı sal parasal oklardan izole edici özelli ini savunan görü ün en önemli eksikli i ülkelerarası para ikamesini hesaba katmamasıdır (McKinnon, 1982: 320). Para ikamesi durumunda rasyonel davranan bir birey çe itli paralardan ve yerli ve yabancı faiz getirili varlıklardan olu an servetinin satın alma gücünü koruyabilmek amacıyla portföyünü riskini da ıtarak çe itlendirecektir. Bu durumda yerli para talebi yerli ve yabancı varlıkların bir fonksiyonu haline gelecek, para ikamesinin derecesi ne kadar yüksek olursa yerli para talebi di er alternatif varlıkların getirisindeki de i meye kar ı o kadar duyarlı hale gelecektir. Dolayısıyla para ikamesinin mevcudiyeti ekonomiyi esnek kur altında bile yerli ve yabancı kaynaklı parasal okların etkisine açık bırakacak, para politikası uygulamalarını etkinsizle tirecektir. Para otoritesinin kontrol etmesi gereken parasal büyüklü ün yerli para ve yerli para cinsinden mevduatlar yanında yabancı para ve yabancı para cinsinden mevduatları da içerdi i para ikamesinin ya andı ı bir süreçte, yurtiçi para otoritelerinin yabancı para talebini kontrol edememesi kontrol edilemeyen bir büyüklü ün içsel hale gelmesine yol açacaktır. Yerli ve yabancı paranın tam ikame olması ekonominin nominal çıpasının ortadan kalkmasına ve bu nedenle döviz kurunun denge de erinin belirlenememesine neden olacaktır (Karaken ve Wallace, 1981: 208). ktisadi ajanların para ikamesi nedeniyle portföylerinde sadece yabancı para ve varlıkları bulundurmaları para ikamesinin olu ması için yeterli de ildir. Para ikamesinin söz konusu olabilmesi için elde tutulan bu yabancı varlıkların da bulundu u portföyün bile iminin varlıkların getirilerindeki de i meye ba lı olarak de i mesi gerekmektedir. Di er bir deyi le, çe itli paralardan olu an portföye sahip olan bireyler bir paranın elde 41 tutma maliyetindeki de i meye bulundurdukları di er paraların nispi miktarlarını de i tirerek tepki vermelidir. Sözü edilen bu uyumlanma süreci, yani para ikamesi, esnek kur altında bile para talebindeki farklıla madan kaynaklanan parasal okların yayılmasına neden olacaktır. Bunun daha iyi gösterebilmek amacıyla esnek kur sisteminin uygulandı ı X ve Y ülkesinden olu an iki ülkeli bir modelde Y ülkesinin enflasyonu kontrol altına almak için dar tanımlı para arzının büyüme hızını kontrol etti ini varsayalım. Y’nin para arzı veri iken X’in para arzını arttırması bireylerde X ülkesinin parasının de er kaybedece i beklentisi yaratacaktır. Sonuç olarak her ülkedeki yerle ikler portföylerinde X ülkesinin parası yerine Y ülkesinin parasını tutmayı tercih edecektir, Y ülkesinin parasına olan yerli ve yabancı talep, X ülkesinin para politikasındaki de i iklik nedeniyle, artacaktır. Dolayısıyla Y ülkesindeki politika yapıcılarının X ülkesinin politika de i iklilerinden kaynaklanan dı sal okların yerli para talebi üzerindeki etkisini tahmin etmede ba arısız olması ekonomideki para politikasının hedeflerine ula ılabilme olasılı ını azaltacaktır. Böylelikle para ikamesi ulusal para talebinin istikrarsız hale gelmesine yol açarak parasal büyüklüklerde zaman içinde meydana gelen de i iklikler hakkında do ru bir tahmin üretilme imkânını ortadan kaldıracaktır (McKinnon, 1982: 320). Yukarıda para arzının arttırılması sürecinde para ikamesinin rolü ile verilen örnek, Y ülkesinde faiz oranının sabitlendi i ve X ülkesinde para arzının tek taraflı olarak arttırıldı ı durum için de geni letilebilir. Veri bir gelir ve faiz oranında X ülkesinin para arzını arttırması benzer ekilde X’in parasının Y’nin parası kar ısındaki de er kaybetme beklentisini arttırarak, Y’nin parasının X’in parası kar ısında de erlenmesine yol açacaktır. Kısa dönemde sabit bir para arzı artı hızında Y’nin parasına olan talepteki bir artı faiz oranını da arttıracaktır. Dolayısıyla uyguladı ı para politikası gere i faiz oranını sabitlemek zorunda olan Y, X’teki politika de i ikli inin etkisini telafi edebilmek için para arzını arttırmak zorunda kalacak, para politikasını X’i dikkate alarak yeniden ekillendirecektir. Batten ve Haffer (1984) esnek kur sisteminde para ikamesinin para otoritesinin etkin bir para politikası izlemesine engel olaca ı yönündeki teorik görü ün do rulu unu kısmi uyumlanma modeline göre olu turulan para talebi denklemi çerçevesinde analiz etmi tir. Kanada, Fransa, Almanya, Hollanda ve ngiltere’nin kapsandı ı çalı mada adı 42 geçen ülkelerin paraları ile ABD doları arasındaki ikame edilebilirlik ili kisinin reel para talebinin önemli bir belirleyicisi olup olmadı ı ara tırılmı tır. 3 aylık forward döviz kuru primi para ikamesinin göstergesi olarak kullanılmı , ülkelerde sabit ve esnek kurun uygulandı ı dönemler ayrı ayrı analiz edilmi tir. Kanada ve Almanya için olu turulan para talebi denklemi dı ında, para ikamesi di er tüm ülkeler için istatistiksel olarak anlamsız bulunmu tur. Kanada ve Almanya’da para ikamesi istatistiksel olarak anlamlı bulunmasına ra men sözü edilen de i kenin iktisadi açıdan reel para talebindeki de i meleri açıklama gücü her iki dönemde de oldukça dü ük çıkmı tır. Dolayısıyla para ikamesinin esnek kur sisteminde parasal ba ımsızlı ı zayıflattı ı görü ü bu çalı mada ampirik açıdan destek bulmamı tır. 1990’lı yıllarda Latin Amerika ülkelerinde de oldu u gibi geli mekte olan ülkelerde sabit kur sisteminin tercih edilmesinin en önemli nedenlerinden biri, para ikamesinin döviz kurunun dalgalılı ını arttırarak fiyat istikrarı hedefine ula ılmasını zorla tırmasıdır (Berg ve Borensztein, 2000: 5). Para ikamesinin sözü edilen etkisini Mahdavi ve Kazemi (1996) bir pe in nakit model çerçevesinde teorik olarak ara tırmı dü ük para ikamesi düzeylerinde bile para ikamesinin döviz kurunun dalgalılı ını arttırdı ını bulmu tur. Ancak bu dalgalanmanın kayna ının para ikamesinin yanında reel para arzının büyüme oranı ve bireylerin alternatif yatırım araçları arasındaki tercihleri gibi di er ekonomik de i kenlerden de kaynaklanabilece ini belirtmi tir. Akçay, Alper ve Karasulu (1997) Türkiye’deki finansal serbestle me süreci ile ortaya çıkan para ikamesinin döviz kurunun istikrarı üzerindeki etkisini analiz ettikleri çalı malarında para ikamesi arttıkça döviz kurunun dalgalılı ının artaca ı görü ünün Türkiye için de geçerli oldu unu teyit etmi tir. Para ikamesinin döviz kurunun istikrarsızlı ına yol açmasının en önemli nedeni para arzı ile döviz kuru arasındaki etkile imdir. Yerli ve yabancı paranın dola ımda bulundu u bir ekonomide döviz kurundaki de i meler para arzı üzerinde otomatik etkilere sahiptir: Yapılacak bir devalüasyon yabancı paranın yerli para cinsinden de erini yükselterek toplam para arzını arttıracaktır. Yerli ve yabancı para arasındaki ikame esnekli inin yüksek olması durumunda döviz kuru yerli para arzındaki beklenen 43 de i melere daha duyarlı hale gelecek, döviz kurundaki de i meler para piyasasının dalgalanmasına neden olacaktır. Bu nedenle para otoritesi parasal büyüklükler üzerindeki kontrol yetene ini kaybedecektir. Para piyasasındaki dengesizlik özellikle kronik enflasyon ve hiperenflasyonun ya andı ı ülkelerde halkın geçmi e yönelik endeksleme alı kanlıklarının devam ettirmesine ve yerli paranın tüm fonksiyonlarının yabancı paralar tarafından yerine getirilmesine yol açacaktır. Bu nedenle para otoriteleri geçmi e dönük enflasyonist bekleyi leri kırmak, yerli paraya temel fonksiyonlarını tekrar kazandırmak amacıyla döviz kurundaki de i melerin enflasyon oranına geçi etkisinin yüksek oldu u varsayımından hareketle sabit kur sistemini tercih etmektedir. Fiyat istikrarı ile parasal ba ımsızlık arasındaki tercih fiyat istikrarı yönünde a ır basmaktadır (Rogers, 1990: 204). Para ikamesi altında döviz kurundaki dalgalanmayı azaltmak ve bu sayede enflasyonu kontrol altına almak için sabit kur sistemi tercih edilse de sabit kur sisteminin parasal dalgalanmayı önledi i yargısı kesin de ildir. Döviz kurundaki dalgalanmanın hangi etkenlerden kaynaklandı ı çok önemlidir. oklar para piyasasından kaynaklanıyorsa sabit kur sisteminin uygulanması fiyat istikrarı amacına ula mayı sa layabilir, ancak para piyasası dı ındaki reel etmenlerden kaynaklanıyorsa esnek kur sistemi sabit kur sistemine göre parasal dalgalanmayı dü ürerek fiyat istikrarına ula ma amacına daha iyi hizmet edecektir (Berg ve Borensztein, 2000: 5-6). 2.3 Para kamesi Altında Enflasyonist Finansman Ola an vergi gelirleri yanında parasalla ma yoluyla elde edilen senyoraj günümüzde hükümetlerin önemli bir gelir kaynaklarından biridir. Senyoraj devlet tarafından basılan paranın itibari de eri ile para basmanın maliyeti arasındaki fark olarak tanımlanmaktadır ve parasal senyoraj ve mali senyoraj olarak iki yakla ım çerçevesinde incelenmektedir (Bofinger, 2001: 369). 44 SE = M B t − B t −1 B t −1 B t −1 Pt −1 (2.1) Parasal senyoraj devletin para yaratma konusundaki hükümranlık hakkını kullanarak parasal tabanı arttırmak suretiyle elde etti i gelirdir ve yukarıdaki denklemle ifade edilmektedir ( Aktan, Utkulu ve Togay, 1998: 32). SE M ve Bt ’nin sırasıyla parasal senyorajı ve parasal tabanı temsil etti i yukarıdaki denklemde senyoraj iki faktör tarafından belirlenmektedir: Parasal büyüklükteki büyüme oranı ve reel para stoku. Sözü edilen tanım, parasal tabandaki herhangi bir artı ın hükümetin para basımından elde etti i gelire e it oldu u varsayımına dayanmaktadır. Ancak bu varsayım hükümetin kamu açıklarının merkez bankası kaynaklarına ba vurarak finanse etme serbestisinin kanunen sınırlandırıldı ı günümüzdeki finansal yapı ile örtü memektedir. Bu durumda mali senyoraj kavramının kullanılması gerekmektedir. Mali senyoraj hükümetin merkez bankasından elde etti i gelir eklinde tanımlanmaktadır. Hükümetin merkez bankası tarafından do rudan finansmanının sınırlandırılması durumunda mali senyorajı a a ıdaki gibi ifade etmek mümkündür (Bofinger,2001: 370): SE F = Π CB + ∆ Cr CB / G − iCr CB / G P Burada SE F mali senyorajı, Π CB (2.2) merkez bankasının yerli ve yabancı varlıklardan elde etti i karı, ∆CrCB / G hükümetin merkez bankasının açık piyasa i lemleri vasıtası ile satın aldı ı hazine bonosundan elde etti i geliri ve iCrCB / G hükümetin merkez bankasınca açık piyasa i lemleri ile satın alınan hazine bonosuna yaptı ı faiz ödemelerini göstermektedir. Her iki tanım kar ıla tırıldı ında; parasal senyorajın hükümetin merkez bankasından borçlanmasının yarataca ı enflasyonist süreçte elde edece i geliri dikkate aldı ı, mali senyorajın hükümetin merkez bankasından elde etti i gelirleri çe itlerine 45 göre ayırarak senyoraj gelirlerindeki de i menin analiz edilmesini sa ladı ı görülmektedir. Parasal senyorajın, parasal tabandaki artı ın önemli bir kısmının hükümete verilen kredilerden kaynaklandı ı ve sözü edilen artı ın göreli olarak merkez bankası karından daha fazla oldu u durumlarda kullanılması daha uygundur. Ölçüm sorunları nedeniyle, senyorajın enflasyon üzerindeki etkileri ile ilgili yapılan makroekonomik analizlerin tümünde mali senyoraj yerine parasal senyoraj tanımı kullanılmakta, parasal senyoraj parasal taban yerine M1 (dar tanımlı para arzı) üzerinden hesaplanmaktadır. Bu durumda denklem (2.1)’i a a ıdaki gibi göstermek mümkündür: SE M = dM M M P (2.3) Buna göre parasal senyoraj nominal para arzındaki büyüme ile reel para arzının çarpımı olarak tanımlanabilmektedir. Nominal para arzındaki büyüme reel para arzındaki büyüme ve enflasyon oranının toplamına e it oldu undan yukarıdaki e itlik a a ıdaki gibi ifade edilebilmektedir: SE Sa M = g M M +π P P taraftaki ilk terim (2.4) parasal senyorajın büyüme bile eni olarak adlandırılmaktadır (Bofinger, 2001: 373). Ekonominin büyümesi di er mal ve hizmetlere oldu u gibi paraya olan talebi de arttıracaktır. Ekonomide büyüme oranına paralel bir para arzı artı ı olması durumunda reel para arzı (g) kadar artacaktır. Büyüme oranını a an bir para arzı artı ı ise direkt olarak genel fiyat düzeyinin yükselmesine, yani enflasyona, neden olacak ve sözü edilen enflasyonist süreç bireylerin elindeki reel para balanslarının de erinin azalmasına yol açacaktır. Hükümetin yarattı ı enflasyon ile yerli para tutanların reel servetini eritmesi enflasyon vergisi olarak adlandırılmaktadır ve denklem (2.4)’teki ikinci terimle gösterilmi tir (Seyido lu, 2001: 430). 46 Teorik anlamda senyoraj ve enflasyon vergisi bu ekilde ayrı tırılmasına ra men ampirik çalı malarda ölçüm zorlukları nedeniyle bu ayrım yapılamamaktadır. Ekonomik büyüme oranını a an genel fiyat düzeyindeki yükseli lerin enflasyonist etkiler yaratması sermaye hareketlerinin serbest oldu u bir ekonomide ulusal paradan kaçı a, yani para ikamesine yol açmaktadır. Bu nedenle para ikamesi enflasyonist finansman açısından önemli etkilere sahiptir. Hükümetler optimum enflasyon vergisini elde etmek için yerli paradan kaçı ı engelleyerek döviz kontrolleri uygulasalar da, yerle ikler ihtiyaçlarını yabancı para kullanarak kar ılayarak bu tür kısıtlamalardan kaçınabilirler. Sargent (1982) hiperenflasyon sürecinin bitimine do ru Almanya’daki yerle iklerin i lemlerini gerçekle tirmek amacıyla mark tutmak yerine önemli miktarda yabancı para tuttuklarını belirtmi tir. Nitekim Ekim 1923 itibariyle Almanya’da dola ımda bulunan yabancı para miktarının yerli para miktarının birkaç katı oldu u tahmin edilmektedir. Para ikamesi altında enflasyonist finansmanı Phelps (1973) yukarıdaki parasal ve mali senyoraj tanımlamalarına göre iki ana yakla ım çerçevesinde incelenmi tir. lk yakla ım para ikamesinin enflasyon vergisinin düzeyi ve de i kenli ini ve aynı zamanda senyorajı nasıl etkiledi inin analiz edildi i parasal finansman yakla ımıdır. kinci yakla ım para ikamesinin, hükümetin merkez bankası yolu ile enflasyon vergisinden elde etti i optimal geliri nasıl etkiledi inin analiz edildi i kamu maliyesi yakla ımıdır(Phelps, 1973: 68). 2.3.1 Parasal Finansman Yakla ımı Para ikamesinin enflasyonist finansman üzerindeki etkilerinin arkasındaki temel mantık, yerli reel para talebini daha esnek hale getirerek veri bir bütçe açı ından kaynaklanan enflasyon oranının daha yüksek olmasına laffer e risinin a a ıya kaymasına yol açmasıdır. Tabiatıyla bu para ikamesinden enflasyona do ru bir nedensellik ili kisinin olaca ı anlamına gelmemektedir, tam aksine para ikamesi, para tutanların yüksek enflasyon vergisine kar ı bir içsel tepkisi olarak görülmektedir. 47 Parasal finansman yakla ımı ile yapılan analizlerde kullanılan temel araç beklenen enflasyon oranının tek açıklayıcı de i ken oldu u Cagan tipi para talebi fonksiyonudur (Selçuk, 2001: 42). Para ikamesinin ölçülmesi amacıyla Cagan tipi para talebi fonksiyonuna döviz kurunun beklenen de er kaybı (ee) ilave edilmektedir: M P = t − Ce (βπ e γ e + e ) (2.5) t Para ikamesi para talebi üzerindeki etkisi vasıtasıyla para otoritelerinin gelirlerini etkilemektedir. Para ikamesinin eklenmesi ile elde edilen yukarıdaki geni letilmi Cagan tipi para talebi denklemi parasal senyoraj denkleminde yerine konularak para ikamesinin senyoraj geliri üzerindeki etkisinin gösterilebilece i a a ıdaki senyoraj denklemi olu turulabilir: SE M = dM M M P = µ Ce ( − βπ e + γe e ) (2.6) Hükümet borçlarının olmadı ı varsayıldı ında, reel senyoraj gelirleri reel kamu harcamalarının finansmanında vergilerin tek alternatifi konumundadır. Böyle bir durumda hükümetin kar ı kar ıya oldu u bütçe kısıtının öyle ifade edilmesi mümkündür: g t − τ t = D t = SE M (2.5) Burada g t , τt , Dt ve SE M sırasıyla reel kamu harcamaları, vergiler, reel kamu açı ı ve parasal senyoraj gelirini temsil etmektedir. Hükümetin bütçe kısıtını veren bu denklem hükümet borçlanması söz konusu olmadı ında kamu harcamalarının vergi gelirlerini a an kısmının parasalla ma ile finanse edilece ini göstermektedir. Enflasyon dura an düzeyinde para arzı büyüme oranına e ittir, = . Bu durumda ülkeler arası 48 göreli satın alma gücü paritesinin (ee= - * ) geçerli oldu unu varsayarsak, para ikamesi altında dura an durum reel senyoraj geliri a a ıdaki gibi yazılabilir: M SE = π Ce ( e − βπ + γe e )= π Ce − (β + γ )π + γπ * (2.6) Yukarıda para ikamesinin söz konusu oldu u dura an durum senyoraj gelirini gösteren denklem para ikamesinin sokuldu u senyoraj denklemi olarak adlandırılmaktadır. Aynı zamanda bu denklem yurtiçi enflasyonun bir fonksiyonu olarak ifade edilirse para ikamesinin sokuldu u senyoraj Laffer e risi (currency substitution augmented seignorage Laffer curve) elde edilmektedir (bkz. Grafik 2.1). Senyoraj Laffer e risi yüksek veya dü ük enflasyon oranlarında toplanabilecek veri senyoraj miktarını gösteren e ri olarak tanımlanmaktadır (Seyido lu, 2001:265). Bu e rinin e imi (2.6)’daki denklemin kısmi türevine e ittir: ∂ SE ∂ π M = [1 − ( β + γ ) π ]m (2.7) t Yukarıda dura an durum senyoraj gelirlerini maksimize eden parasal büyüme oranı kısmi türevi alınan denklem sıfıra e itlendi i takdirde edilir. π = 1 β + γ olarak elde Senyoraj gelirini maksimize eden enflasyon oranı para ikamesinin oldu u durumda ( >0), olmadı ı duruma ( =0) göre daha dü üktür. Para ikamesinin ya anmadı ı durumda enflasyon oranı faiz oranı esnekli inin tersine e it olacaktır, π = 1 . Elde edilen bu sonuç gerçekle en enflasyon oranı ile senyoraj gelirini β maksimize eden enflasyon oranının kar ıla tırılarak bir ülkede yüksek enflasyon uygulanarak maksimum senyoraj geliri elde etme sınırının belirlenmesini mümkün kılmaktadır. Grafik 2.1’de ba langıçta senyoraj gelirini maksimize eden parasal büyüme oranına e it oldu u varsayılan enflasyon oranı ’dir. Sermaye hareketlerinin serbestle tirilmesi ve benzeri nedenlerle para ikamesinin artması ’nin artmasına yol açarak, para talebini döviz kurundaki beklenen de i melere daha duyarlı hale 49 getirecektir. Para ikamesindeki artı ın senyoraj geliri üzerindeki etkisinin denklem (2.6)’nın ’ye göre kısmi türevi alınarak bulunması mümkündür: ∂ SE ∂ γ M = [π − π * ]π Ce − [βπ + γ (π − π e )] (2.8) Yurtiçi enflasyon yurtdı ı enflasyon oranını a arsa, para ikamesindeki artı dura an durum senyoraj gelirlerinde dü meye yol açacaktır. Para talebinin devalüasyon beklentilerine kar ı esnekli i yüksek olursa, senyoraj gelirleri de devalüasyon beklentilerine kar ı duyarlı olacaktır. Dolayısıyla para ikamesi, senyoraj Laffer e risi yoluyla kamu finansmanı üzerindeki etkisini gösterecektir. ve ’daki artı reel senyoraj gelirinin dü mesine neden olacaktır. Bu durum ekil 2.1’de senyoraj laffer e risinin sola do ru kayması ile gösterilmi tir. Yukarıda ana hatlarıyla verilen Cagan tipi para talebi fonksiyonu, para ikamesi altında senyoraj gelirlerini maksimize eden enflasyon oranının tahmin edilmesinde birçok çalı mada kullanılmı tır. Khan ve Ramirez-Rojas (1986)’a göre beklenen enflasyon oranının para talebinin tek açıklayıcısı oldu u Cagan tipi para talebi fonksiyonunda para ikamesi altında reel para talebi esnekli inin yüksek olması enflasyon vergisini maksimize eden enflasyon oranının, para ikamesinin söz konusu olmadı ı durumda daha dü ük olması demektir. Bu yüzden modelde yabancı paranın aynı zamanda likitide servislerini sa laması hükümetin daha az senyoraj geliri elde edece i anlamına gelmektedir. mrohoro lu (1996) para ikamesinin senyoraj gelirini maksimize eden enflasyon oranı üzerindeki etkisini yerli ve yabancı paranın yalnızca i lemler güdüsüyle kullanıldı ı CES üretim fonksiyonuna dayalı model çerçevesinde analiz etmi tir. Hükümetlerin bütçe açıklarının finanse edilmesi amacıyla enflasyon vergisini arttırmak zorunda kalmaları durumunda, para ikamesinin senyoraj gelirini maksimize eden enflasyon oranı üzerindeki etkisinin, yabancı reel balansların likitideyi sa lama fonksiyonuna ba lı oldu unu vurgulamı tır. mrohoro lu (1996: 577) Kanada için iki önemli sonuca ula mı tır: lk olarak, yabancı para balanslarının yeteri kadar fazla olması durumunda, birim esnekli in üzerindeki bir para ikamesi Laffer e risinin 50 verili yabancı enflasyon oranı etrafında keskin bir zirve yapmasına neden olacaktır. Para ikamesi dü tükçe Laffer e risi yatıkla acak, para ikamesinin birin altına dü mesi durumunda Laffer e risi ili kisi ortadan kalkacaktır. kinci olarak, yabancı para balanslarının toplam para balansları içerisindeki payının dü ük olması durumunda, Laffer e risi ili kisi Kanada örne inde oldu u gibi para ikamesinin esneklik derecesine ba lı olmaksızın ortadan kalkacaktır. Sonuçta, Kanada gibi dü ük enflasyon ekonomilerinde para ikamesi politika tasarımcıları ve yatırımcılar için ikinci planda kalacaktır. Selçuk (2001) 1988-1999 dönemini kapsayan çalı masında Türkiye ekonomisi için Cagan tipi para talebi modelinde senyoraj gelirlerini maksimize eden enflasyon oranını çeyreklik düzeyde yakla ık yüzde 60, yıllık düzeyde yakla ık yüzde 500 olarak hesaplamı tır. 1988-1999 döneminde çeyreklik enflasyon oranının ortalama yüzde 25 oldu unu da dikkate alarak elde edilen bu sonucu hükümetin parasalla ma yoluyla daha fazla senyoraj elde edebilme imkânına sahip olabilece i eklinde yorumlamı tır. Yurtiçi enflasyon oranı dünya enflasyon oranının üzerinde oldu u sürece Türkiye Laffer e risinin yanlı tarafında olacaktır. Selçuk (2001: 48)’e göre istikrar programları dura an durum enflasyon oranını dünya enflasyon oranına e itleyerek para ikamesini ortadan kaldıracak bir ekilde uygulandı ı takdirde reel senyoraj gelirleri anlamlı bir ekilde artacaktır. Para ikamesinin enflasyon vergisinden elde edilen gelir üzerindeki etkisi üzerine son dönemde yapılan çalı malarda Ramsey-Lucas temsili tüketici modellerinden türetilen para talebi denklemleri kullanılmaktadır. 1978 ve 1988 yılları arasını kapsayan srail için yaptı ı çalı masında Bufman ve Leiderman (1992), Bufmann ve Leiderman (1991)’da tahmin edilen parametreleri kullanarak para ikamesi ile senyoraj arasındaki niceliksel ili kiyi incelemi , iki önemli sonuca ula mı tır: Dü ük enflasyon düzeylerinde senyorajın GSY H’ye oranı enflasyon arttıkça artmasına ra men, enflasyon oranı çeyreklik bazda yüzde 10- 15 düzeyini a tı ında senyoraj oranındaki marjinal artı lar azalmaktadır. Benzer bir model çerçevesinde mrohoro lu (1991) farklı para ikamesi derecelerinde laffer e risinin 51 eklindeki de i meleri ara tırmı tır. mrohoro lu (1991)’e göre Yerli ve yabancı para arasındaki ikame esnekli i arttıkça laffer e risi dikle ecek enflasyon vergisini maksimize eden ve dı sal olarak belirlenen yurtdı ı enflasyon oranı etrafında maksimum noktasına ula acaktır, para ikamesi azaldıkça laffer e risi de yatıkla acaktır. Nitekim Van Aarle ve Budina (1995) Sovyetler Birli i’nin yıkılması ile birlikte piyasa ekonomisine geçi süreci içerisine giren Do u Avrupa ülkelerinden Bulgaristan, Macaristan, Polonya, Romanya ve Çek Cumhuriyeti’nde finansal serbestle me süreciyle ortaya çıkan para ikamesinin hükümetlerin elde etti i senyoraj gelirleri üzerindeki etkisini inceledi i çalı masında, mrohoro lu (1991)’in teorik sonuçlarını destekleyen bulgular elde etmi tir. SEM A SEMmax SEM1max B 1 ekil 2.1 Para kamesi Durumunda Laffer E risi Kaynak: Van Aarle ve Budina (1995), 24. McNelis ve Asilis (1992) para ikamesinin veri bir bütçe açı ında enflasyonda bir artı a neden olmasa dahi, enflasyonda dalgalanmalara neden olabilece ini savunmu tur. Mcnelis ve Asilis (1992) Arjantin, Bolivya, Meksika ve Peru’yu kapsayan çalı malarında yukarıda bahsi geçen iddiayı destekleyen bulgular elde etmi tir. 52 Para ikamesinin enflasyon üzerindeki etkisi Rojas-Suarez (1992) tarafından Peru ekonomisi için incelemi tir. Rojas-Suarez (1992) Para ikamesinin rolünü para ve maliye politikasının enflasyon üzerindeki etkisini gösteren bir mekanizma olarak sorgulamı tır. Ula ılan en önemli bulgu bireylerin yerli paradan yabancı paraya kaymasının veri bir bütçe açı ının enflasyonist sonuçlarını daha da kötüle tirece i ile ilgilidir. Enflasyon oranındaki artı hız kazandıkça iktisadi ajanlar söz konusu duruma göre para portföylerini daha hızlı uyumlandıracaklarından bu mekanizmanın daha da önemli hale gelece ini belirtmi lerdir. Sturzenegger (1992)’nin de belirtti i gibi enflasyonun artması ile olu an yerli paradan yabancı paraya kayı süreci maliyetsiz olmayacaktır, önemli gelir da ılımı etkilerine de sahip olacaktır. Yüksek gelir grubuna dahil olan tüketiciler i lemlerini dü ük gelir grubundakilerden daha etkin bir ekilde gerçekle tirebildiklerinden, kendilerini koruyabileceklerdir. enflasyon vergisinden daha iyi Bu olguyu gösterebilmek amacıyla Sturzenegger (1992) yerli paradan yabancı paraya geçmenin maliyetinin sabit oldu unu varsaymı tır. Buna göre, ellerindeki i lem teknolojilerinin geli mi li i nedeniyle yüksek gelirli tüketiciler yabancı paraya geçmek için optimal zamanlamayı daha iyi belirlediklerinden dü ük gelirli tüketicilere göre enflasyon vergisinden daha az etkilenecektir. 2.3.2 Kamu Maliyesi Yakla ımı Para ikamesinin enflasyonist finansman üzerindeki etkilerinin tartı ıldı ı bir di er yakla ım öncülü ünü Phelps (1973)’ün yaptı ı kamu maliyesi yakla ımıdır. Bu yakla ımda hükümetin veri bir hükümet harcamasını finanse etmek amacıyla enflasyon ve enflasyon vergisi oranını belirledi i varsayılmaktadır. Hercowitz ve Sadka (1987) yabancı paranın sadece de er biriktirme amacıyla tutuldu u bir Baumol-Tobin modeli çerçevesinde enflasyon vergisinden yararlanabilmek amacıyla yabancı para kullanımına sınırlamalar getirilmesinin politika yapıcıları açısından optimal olup olmadı ını incelemi tir. Yerli paranın yabancı paraya çevrilmesinin sabit bir maliyete tabi oldu u ve gelir vergisinin toplama maliyetinin söz konusu olamadı ı modelde Hercowitz ve 53 Sadka (1987) optimal enflasyon vergisinin sıfır oldu unu ve dolayısıyla optimal sınırlamanın da Frenkel (1987)’de de de inildi i gibi belirsiz oldu u sonucuna ula mı lardır. Ancak olu turulan model de i im amaçlı yabancı para talebini açıklamadı ından ele tirilmi tir. Yabancı paranın de i im aracı olarak kullanılma özelli i yabancı paranın i lem maliyetlerini dü ürmesinden kaynaklanan yerli para ile ikame edilebilirli i, kamu maliyesi yakla ımının benmisendi i di er bir çalı ma olan Vegh (1989)’de ele alınmı tır. Hükümetin enflasyon vergisi yanında gelir vergisini de kullandı ının varsayıldı ı modelde yabancı faiz oranının pozitif olması durumunda pozitif enflasyon vergisi uygulaması optimaldir. Yabancı nominal faiz oranı tüketim üzerine getirilen bir vergi rolünü üstlenmektedir ve böylelikle bireylerin tüketim-bo zaman kararlarını etkilemektedir. Pozitif bir yerli faiz oranı ise hükümete tüketim vergisini dü ürme imkânı tanımaktadır. Ancak optimal enflasyon vergisinin hükümet harcamalarına ba lı olmaması modelin önemli bir eksikli i olarak görülmü tür. Vegh (1989) hükümetin tüketim vergisi yerine gelir vergisine ba vurması durumunda optimal enflasyon vergisinin yabancı nominal faiz oranının yanında hükümet harcamalarına ba lı olaca ını göstermi tir. Buna göre veri bir hükümet harcaması ve yabancı nominal faiz oranında para ikamesi ne kadar yüksek olursa enflasyon vergisi de o kadar yüksek olacaktır. Bu bulgu para ikamesindeki artı ın veri bir hükümet harcaması düzeyinde enflasyon vergisinin artı ı ile sonuçlanaca ı görü ünü desteklemektedir. Fakat Kimbrough (1991), Vegh (1989)’daki tam tersi sonuçlara ula mı tır. Yabancı paranın sadece ithal mal satın alımında ve yerli paranın ise ticarete konu olmayan malların satın alımında kullanıldı ı modelde Kimbrough (1991) optimal enflasyon oranın sıfır oldu u sonucuna ula mı tır. Di er taraftan, modelde yabancı para sadece uluslararası ticarete konu olan malların satın alınmasında kullanıldı ından sınırlı bir uygulama alanına sahiptir. Bunu dikkate alan Guidotti ve Vegh (1992) modelin yabancı paranın likitide servisleri ticarete konu olmayan malları dikkate alacak ekilde geni letilmesi halinde optimal enflasyon vergisi oranının pozitif olaca ını göstermi tir. 54 Özetle; para talebinin modellenme ekli yapılan ampirik çalı malarda farklılık göstermesine ra men optimal enflasyon vergisinin belirlenmesinde para ikamesinin kritik rol oynadı ı görülmektedir. Para ikamesi para talebinin esnekli ini arttırarak para otoritelerinin parasalla ma yoluyla elde etti i geliri dü ürmekte ve bütçe açıklarına yol açmaktadır. Hükümetlerin önemli gelir kaynaklarından birini te kil eden parasalla ma yoluyla elde edilen gelirler, para ikamesi durumunda parası yerli paraya tercih edilen ülkelere akmaktadır. Dolayısıyla bu durum, borçlanma ve cari açık kısıtları altında olan geli mekte olan ülkeler açısından net bir refah kaybı olarak görülmektedir. 55 ÜÇÜNCÜ BÖLÜM 3. 1980 SONRASI TÜRK YE’DE PARA KAMES SÜREC VE PARA KAMES N N AMP R K ANAL Z Bu bölümde finansal serbestle me süreci ile birlikte 1980’den günümüze ülkemizde ya anmı yakın dönem makroekonomik geli meler ve para ikamesi ile yakından ili kili parasal göstergelerdeki de i meler ele alınacaktır. Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkisinin ve para ikamesi sürecinin belirleyicilerinin ortaya konması amacıyla iki ayrı ekonometrik model kurulacak zaman serisi yöntemleri ile bu modelleri olu turan de i kenler arasındaki uzun dönemli ili kinin varlı ı ve niteli i ortaya konmaya çalı ılacaktır. 3.1 1980 Sonrası Türkiye’de Para kamesi Süreci Son yirmi yıla bakıldı ında, Türkiye ekonomisi yüksek ekonomik büyümenin yanı sıra, gerek içsel gerekse dı sal faktörlerden kaynaklanan ciddi ekonomik krizler ya amı tır. 1970’lerde ya anan ödemeler dengesi krizlerinden sonra 1980’in ba ında ekonominin yapısal dönü ümünü içeren ve uygulanmakta olan iktisat politikalarının yeniden yapılandırılması amaçlayan finansal reform süreci, yapısal uyum ve dı a açık piyasa ekonomisi güdümünde gerçekle mi tir. Dı ekonomik ili kilere paralel olarak 1980’lere kadar uygulanan dövizin yurtiçinde serbestçe kullanımı ile ilgili kısıtlamalar dı a açılma sürecinin ba langıcı olarak kabul edilen 24 Ocak 1980 Kararları ile kaldırılmaya ba lanmı tır. Sözü edilen tarihten itibaren içe dönük ithal ikameci kalkınma stratejisi terk edilerek dı a dönük ihracatı te vik edici bir kalkınma anlayı ı benimsenmi tir. hracatın arttırılması için sık sık devalüasyonlar yapılmı , böylelikle yurtiçinde üretilen malların fiyatları nispi olarak yurtdı ında üretilen malların fiyatlarına göre daha dü ük tutularak iç talep baskı altına alınmaya çalı ılmı tır. 56 Sözü edilen bu dönü üm, Türkiye’de ya anmakta olan para ikamesi süreci açısından iki önemli etkiyi beraberinde getirmi tir. lk olarak; yapısı itibariyle ihracat sektörünün büyük ölçüde ara girdi ithalatına ba ımlı olması i lemler amacıyla talep edilen döviz miktarını artmı tır. kincisi ve daha önemlisi devamlı surette yapılan devalüasyonlar ithalat edilen girdi fiyatlarındaki artı nedeniyle yurtiçi üretimin maliyetini yükselmi , döviz kurundan fiyatlara geçi etkisinin yüksek olmasından kaynaklanan enflasyonist süreçlere yol açmı tır. Bu bölümde ülkemizde para ikamesi sürecinin ortaya çıkmasına yol açan nedenler ve etkenler dikkate alınarak, 1980’den günümüze kadar ya anmı yakın dönem makroekonomik geli meler ve para ikamesi ile yakından ili kili de i kenlerdeki de i meler de erlendirilecek, daha sonra olu turulacak modeller yardımı ile para ikamesinin belirleyicileri ve para talebinin istikrarı üzerindeki etkisi ampirik olarak sınanacaktır. Bu amaçla ilk olarak Türkiye’de para ikamesi sürecine yol açan makroekonomik geli meler 1980–1989 ve 1989–2004 yılları arasını kapsayacak ekilde iki alt döneme ayrılarak incelenecektir, para ikamesi ve para ikamesi ile ilgili parasal göstergelerdeki geli melere ise ayrı bir alt ba lık altında yer verilecektir. 3.1.1. 1980–1989 Dönemi Makroekonomik Geli meleri 1970’li yıllarda tüm dünyayı etkisi altına alan petrol krizleri Türkiye’yi de etkisi altına almı tır. Dı ödeme güçlüklerine ba lı olarak ortaya çıkan ödemeler dengesi krizlerinin ardından alınan 24 Ocak 1980 kararları ile döviz gelirlerinin arttırılması ve kamunun artan kaynak gereksiniminin döviz girdileri ile finanse edilmesi amaçlanmı tır. Bu geli melere paralel olarak vergi istisnaları ve iadeleri gibi çe itli te vik paketleri, döviz kurunun sürekli olarak devalüe edilmesi ve bu sayede ihracatın arttırılmasına yönelik bir kur politikası uygulanmaya ba lanmı tır. 24 Ocak 1980 istikrar kararları ile TL’nin ABD doları kar ısındaki fiyatı yüzde 48,62 oranında dü ürülerek, 1 dolar 47,8 TL’den 71,40 TL’ye yükseltilmi , 1 Temmuz 57 1981’den sonra da her gün yeniden ayarlanmaya ba lanmı bu yeni ayarlamalar ise devalüasyon eklinde olmu tur (Kepenek ve Yentürk, 2000: 202). Bu geli melere paralel olarak, finansal serbestle meyi sa lamak amacıyla 1981’de faiz haddindeki kısıtlamalar kaldırılmı , 29 Aralık 1983 ve 30 Temmuz 1984 yılında kabul edilen 28 ve 30 sayılı kararnameler ile ise yerle iklerin döviz bulundurmalarına izin verilmi tir. Aynı dönemde belirli kısıtlar dahilinde yerle iklere yurtdı ından borçlanma imkanı sa lanmı 1989 yılında kabul edilen 32 sayılı kararname ile bu kısıtlar da kaldırılarak sermaye hareketleri tamamen serbestle tirilmi tir. Tablo 3.1 Temel Ekonomik Göstergeler: 1980–1989 Enflasyon (TEFE) (1982=100) (%) (1982=100) Cari lemler Dengesi (Milyon $) Kamu kesimi Borçlanma Gere i/ GSMH (%) TCMB Toplam Varlıklar/ Dı Varlıklar 40,4 -3.408 8,8 12,2 Reel Kur Endeksi Büyüme Faiz(1) 1980 -2,8 33 89,6 1981 4,8 35 44,3 65,7 -1.936 4,0 10,3 1982 3,1 50 28,3 95,8 -952 3,5 11,4 1983 4,2 45 26,0 89,6 - 4,9 12,5 1984 7,1 45 48,5 82,8 -1.439 5,4 16,6 1985 4,3 55 52,9 83,2 -1.013 3,6 22,2 1986 6,8 48 35,6 78,6 -1.465 3,7 23,6 1987 9,8 58 33,5 77,2 -806 6,1 22,0 1988 1,5 84 69,7 77,7 1.596 4,8 26,4 1989 1,6 59 75,5 81,8 961 5,3 35,1 (%) (%) (1) Faiz oranı olarak yıllık tasarruf mevduat faiz oranı alınmı tır. Kaynak: DPT ve TCMB Elektronik Veri Da ıtım Sistemi www.tcmb.gov.tr (12-01-2005) 1980-1989 dönemindeki temel makroekonomik göstergelere bakıldı ında finansal serbestle me neticesinde uygulanan politikaların dı dengenin sa lanması enflasyonun dü ürülmesi ve kalıcı bir büyüme ortamının sa lamasında önemli bir ba arı sa layamadı ı göze çarpmaktadır. Bu dönemde 1980 yılında yüzde 89,6 düzeyinde olan enflasyon 1983 yılında yüzde 26’ya dü mü , ancak söz konusu a a ı yönlü trend kalıcı olmamı , 1987 genel seçimleri ve uygulanan geni letici politikalar neticesinde tekrar 58 yükselerek 1988 yılında yüzde 69,7 olmu tur. Büyüme oranlarına bakıldı ında ise, uygulanan dı a dönük kalkınma stratejisine paralel olarak ilk yıllarda yüksek büyüme oranlarının yakalandı ı görülmekte birlikte 1988 yılından itibaren büyüme oranında keskin bir dü ü ya anmı tır. Di er önemli göstergelerden biri olan TCMB’nin dı varlıklarının yabancı varlıklara oranı ise 1970’li yıllara göre döviz darbo azından kısmen çıkılmakta oldu unu göstermektedir (Bkz. Tablo 3.1). Tablo 3.2 Mali Göstergeler: 1980–1989 1980 Vergi gelirleri/ GSMH (%) 14,1 1981 14,8 12 22,1 23,7 21,1 1982 (1) 13 52,6 26,8 28,2 1983 13,9 23 116,4 29,6 29,2 1984 10,7 21 43,0 34,0 39,9 1985 10,8 20 73,8 37,4 58,8 1986 11,7 21 82,8 42,0 67,0 1987 12,1 23 88,0 46,1 84,6 1988 11,0 22 122,3 44,8 94,4 1989 11,1 18 99,4 38,4 84,9 12,3 çborç stoku/ GSMH (%) 14 Faiz Ödemeleri/ GSMH (%) 20,9 Dı borç Stoku/ GSMH (%) 23,4 Borç Anapara+Faiz Öd./Vergi Gelirleri (%) 11,9 Kaynak: DPT ve TCMB Elektronik Veri Da ıtım Sistemi www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). (1) DPT’ye göre 1982 verileri 10 aylıktır. Bu dönemde makroekonomik istikrarsızlıklardan kaynaklanan sınırlı iç borçlanma imkanı ve vergi gelirlerinin kamu harcamalarını kar ılamaya yetmemesi, hükümetleri finansal serbestle me süreci ile birlikte dı borçlanmaya itmi tir (Bkz. Tablo 3.2). Vergi toplamaya yönelik köklü reformların yapılmaması ve uygulanan popülist politikalar neticesinde artan borç anapara ve faiz ödemelerinin vergi gelirlerine oranı 1980 yılında yüzde 11,9 iken aynı oran 1988’de yüzde 122,3’e yükselmi tir. 59 Tablo 3.3 Ödemeler Dengesi Göstergeleri: 1980–1989 1980 Net Hata ve Noksan (Milyon $) -2.736 hracatın thalatı Kar ılama Oranı (%) 36,8 Devalüasyon(1) (%) 144,3 hracat (Milyon $) 2.910 thalat (Milyon $) 7.513 1981 -1.037 54,9 46,8 4.703 8.567 1982 -672 69,1 45,9 5.890 8.518 1983 -1.040 62,0 39,2 5.905 8.895 1984 -1.366 66,3 62,7 7.134 10.138 1985 52 70,2 42,6 7.959 11.003 1986 659 67,1 28,9 7.457 10.559 1987 1.085 72,0 27,9 10.190 13.463 1988 638 81,4 66,5 11.662 13.545 1989 1.718 73,6 48,8 11.625 15.923 Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). (1) Devalüasyon oranı olarak ABD doları alı kurundaki yıllık yüzde de i im oranı kullanılmı tır. Yukarıda sözü edilen borçlanma imkanları ile de kar ılanamayan ekonominin kaynak ihtiyacı, ihracatın arttırılması ve yurtiçi talebin kısılmasını amaçlayan sürekli devalüasyonlarla kar ılanmaya çalı ılmı tır (Bkz. Tablo 3.3). TL’nin yabancı paralar kar ısında sürekli de er kaybetmesi anlamına gelen devalüasyonlar, üretiminde ithal girdilerin kullanıldı ı malların maliyetlerini arttırarak enflasyonun yükselmesine neden olmu tur. Artan enflasyon ise yerli paradan kaçı ı hızlandırarak para ikamesine yol açmı tır. Bu geli meler kar ısında de er biriktirme aracı olarak TL ve TL cinsinden getiriye sahip varlıkların kullanımını özendirmek, emisyondan elde edilen senyoraj gelirini kaybetmemek amacıyla mevduat ve iç borçlanma faiz oranlarının yabancı paranın getirisinden yüksek olacak ekilde ayarlanmasını öngören pozitif reel faiz politikası uygulamaya konmu tur. Ancak bahsi geçen uygulamalar ihracatı arttırmasına ra men ithalatın ihracattan daha fazla artmasına engel olamamı , buna toplam borç 60 stokundaki artı la hızla bozulan mali yapı da eklenince ekonominin 1970’li yıllardaki reform öncesi kırılgan yapısı 1980–1989 döneminde de devam etmi tir. 3.1.2. 1990–2003 Dönemi Makroekonomik Geli meleri 1990-2003 dönemi Türkiye’deki finansal serbestle me sürecinin 1980-1989 dönemine göre daha da hız kazandı ı bir dönem olmu tur. Finansal serbestle me çerçevesinde geli tirilen çe itli finansal araçların kamu borçlarının finansmanında kullanılması, 1989 yılında TL’nin tamamen konvertibilitesinin sa lanması ile yabancı paralarla arasındaki ikamesinin artması ve kısa vadeli sermaye hareketlerinin reel ekonomi üzerinde yarattı ı istikrarsızlıklar bu dönemi karakterize eden en önemli özelliklerdir (Yeldan, 2004:128-9). Ya anan finansal serbestle me süreci ile sermaye giri çıkı larında önemli geli meler ya anmı , artan kamu açıkları portföy yatırımları veya yurtdı ından temin edilen krediler vasıtasıyla bankacılık sistemi tarafından kar ılanmı tır. 1990 yılında körfez krizi öncesinde sermaye giri lerindeki artı a ba lı olarak, ödemeler dengesi kalemlerinden portföy yatırımları 681 milyon dolar, yerle iklerin kayıtdı ı sermaye hareketlerinin bir göstergesi olarak kabul edilen net hata noksan kalemi 1.412 milyon dolar olmu tur. Di er önemli kalemlerden biri olan bankacılık kesiminin dı kredilerinin de yer aldı ı di er yatırımlar kalemi ise, bankaların yurtdı ından temin ettikleri kredilerdeki artı a ba lı olarak 3.199 milyon dolara yükselmi tir. Ancak sözü edilen süreç körfez sava ı ile tersine dönmü tür. 1990 yılında Merkez Bankası, bilançosundaki toplam iç varlık ve yükümlülüklerini belli sınırlar dahilinde kontrol edilmesini hedefleyen 1990–1992 dönemini kapsayan ilk para programını uygulamaya koymu tur. Ancak uygulanan sıkı para politikası daraltıcı maliye politikası ile desteklenmedi inden reel faiz oranları yükselmi tir. 1992–1994 yılları arasında gerek portföy yatırımları gerekse bankacılık sistemine açılan krediler eklinde ülkeye giren sıcak para TL’nin de erlenmesine yol 61 açan di er önemli bir etken olmu tur. TL’nin de erlenmesi süreci ise cari açı ın artmasına yol açmı tır. 1991 yılında herhangi bir cari i lemler açı ı söz konusu de il iken 1993 yılında cari i lemler dengesinin GSMH’ye oranı yakla ık yüzde -3,5 gibi uluslararası sermaye çevrelerince kritik bir oran olarak görülen bir sınıra dayanmı tır. Yurtiçi borçlanmanın sınırlarına varıldı ı ve faiz oranları üzerinde a a ıya do ru baskı yarataca ı beklentisi ile hükümet, hem bütçe açıkları hem de cari açıkların finansmanı amacıyla dı borçlanmaya gitmek istemi tir. Ancak, 1993 yılı itibariyle cari i lem açıklarının giderek tırmanması ve konsolide bütçe açı ının milli gelire oranının yüzde 6,3 olarak gerçekle mesi borç stokunun çevrilebilirli i üzerindeki üphelerin artmasına neden olmu tur (Bkz. Tablo 3.5 ve Tablo 3.6). Tablo 3.4 Temel Ekonomik Göstergeler: 1990–2003 Kamu Cari kesimi lemler Borçlanma Enflasyon Dengesi/ Büyüme (TEFE) Reel Kur Gere i/ (GSMH) Faiz(1) (1982=100) Endeksi(2) GSMH GSMH (%) (%) (%) (%) (1982=100) (%) 9,4 59,4 57,6 94,5 -1,7 7,4 1990 0,3 72,7 59,2 91,4 0,2 10,2 1991 6,4 74,2 63,5 87,4 -0,6 10,6 1992 8,1 74,8 67,4 86,6 -3,5 12,0 1993 95,6 107,3 66,7 2,0 7,9 -6,1 1994 8,0 92,3 87,2 75,9 -1,4 5,0 1995 93,8 78,0 74,4 1,0 8,6 7,1 1996 8,3 96,6 81,2 74,0 -0,7 7,7 1997 3,9 94,8 75,3 74,9 -4,9 9,4 1998 -6,1 46,7 55,8 71,2 2,3 15,5 1999 6,3 45,6 50,9 71,5 -0,8 11,8 2000 -9,5 62,5 55,3 59,4 -3,2 16,4 2001 7,8 48,2 43,8 71,1 -0,84 12,8 2002 5,0 28,6 24,4 84,0 -2,47 8,7 2003 Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi www.tcmb.gov.tr (12-01-2005) (1) Faiz oranı olarak yıllık tasarruf mevduat faiz oranı alınmı tır. (2) Reel döviz kuru endeksindeki artı TL’nin de erlenmesini göstermektedir. 62 Tablo 3.5 Mali Göstergeler: 1990–2003 Konsolide Bütçe Açı ı/ GSMH (%) Borç+ Anapara+ Faiz/ Vergi Gelirleri (%) çborç Stoku/ GSMH (%) MB Brüt Döviz Rezervleri (Milyon $) Faiz Ödemeleri / GSMH (%) DTH/ M2Y (%) 1990 -3,1 67,2 14 5.759 113,0 19,3 1991 -5,3 81,1 15 4.813 72,0 24,7 1992 -5,4 90,5 18 6.107 67,8 35,2 1993 -6,3 123 18 6.277 92,4 42,5 1994 -3,9 150,5 21 6.906 196,3 47,7 1995 -3,8 175,4 17 12.043 195,8 43,4 1996 -8,5 209,1 21 16.386 118,1 45,6 1997 -7,6 116,2 21 18.610 110,6 46,4 1998 -7,5 166,9 22 19.718 168,7 46,5 1999 -11,9 182,9 29 23.177 103,7 43,5 2000 -10,9 115,3 29 25.097 163,7 47,6 2001 -18,9 263,7 69 18.892 215,1 53,1 2002 -13,5 233,2 55 27.006 152,4 53,9 2003 -11,7 207,5 76 33.724 108,8 48,8 Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi www.tcmb.gov.tr (12-01-2005) Dı Borç stoku/ GSMH 32,2 33,2 34,6 37,0 49,6 43,1 42,9 43,3 46,8 54,9 58,9 79,0 72,2 60,9 Yukarıda sözü edilen geli melerden ötürü 1994 yılı ba ında Dünya’nın iki büyük uluslararası kredi derecelendirme kurulu unun Türkiye’nin kredi notunu dü ürmesi, sürdürülemez dı açık ve artan devalüasyon beklentisi kar ısında TL’den yabancı paralara kaçı sürecini hızlandırmı tır. Merkez Bankası bu süreci tersine çevirebilmek amacıyla döviz piyasasına müdahale ederek döviz satmaya ba lamı ancak bunu ba aramamı , Amerikan dolarının bir günde yüzde 13,6 yükselmesine engel olamamı tır. Özellikle bankacılık kesiminin açık pozisyonundan kaynaklanan artan döviz talebi kar ısında döviz rezervlerini satmaya devam eden TCMB, Kasım 1993’ten 1994 yılının Mart ayı sonuna kadar yakla ık 10 milyar dolarlık döviz rezervlerinin 7 milyar dolarını kaybetmi , döviz kuru aynı dönemde yüzde 60 yükselmi tir. 63 Devlet iç borçlanma senetlerinin en önemli alıcısı konumunda olan bankaların döviz kurundaki yükselmeden kaynaklanan döviz kuru riski nedeniyle uluslararası kreditörler tarafından fonlanmaması, hazine iç borçlanma ihalelerinde talebin az olmasına kar ılık D BS faiz oranlarının yüksek, bono vadelerinin kısa olmasına neden olmu tur(Özgen, 2002: 14). D BS faiz oranlarının yüksek vadelerinin kısa olması kar ısında borç stokunu çeviremeyen hükümet, faiz oranlarını dü ürebilmek amacıyla hazine ihalelerini iptal etmi tir. Hazine ihalelerinin iptali sonucunda finansman sıkıntısına dü en devlet yurtiçinden borçlanamaz hale gelmi tir. Bu durum kamu açıklarının Merkez Bankası kaynaklarına dayanılarak finanse edilmesine zemin hazırlamı tır. Sonuçta; 1994 yılında ya anan kriz sonucunda ekonomi yüzde 6,1 daralmı , hükümete duyulan güven kaybına ba lı olarak artan iç borç faizleri nedeniyle bütçedeki toplam faiz ödemelerinin GSMH’ye oranı yüzde 196,8’e ula mı tır. Bu dönemde uygulanan maliye politikaları, vergi sisteminin reforme edilip kamunun kalıcı ve sa lıklı kaynaklarla finanse edilmesi yerine yüksek reel faizle borç stokunun çevrilmesini amaçlamı , bütçe devamlı olarak açık vermi tir (Bkz. Tablo 3.5). 1994 krizi neticesinde IMF ile imzalanan yakın izleme anla ması çerçevesinde enflasyon oranının kontrol altına alınması amacıyla döviz kuru nominal çapa olarak kullanılmaya ba lanmı tır. Uygulanan daraltıcı politikalar neticesinde 1995 yılında reel döviz kuru dü mü , yerli finansal araçların daha yüksek getiriye sahip olmasının da etkisiyle yerle iklerin tercihi yabancı paradan yerli paraya kaymı yani tersine para ikamesi ya anmı tır (Bkz Tablo 3.5). Ancak 24 Aralık 1995’te erken seçim kararının alınması ile birlikte artan kamu harcamalarının finansmanında zorlanan hazinenin sık sık Merkez Bankasından kısa vadeli avansa ba vurması piyasadaki emisyonu arttırarak enflasyona yol açmı , enflasyon ve hazine bonosu faiz oranlarının yükselmesine ve 1996 yılına gelindi inde para ikamesinin tekrar artmasına neden olmu tur ( Seyido lu, 2005: 166). 1994 krizinin mali piyasalara D BS faiz oranlarının yükselmesi ve iç borç stokunun yükselmesi eklinde yansıması sonrasında alınan 5 Nisan kararları ile hazinenin TCMB’den kullanaca ı kredi miktarı sınırlandırılarak merkez bankasının 64 ba ımsızlı ı ile ilgili önemli bir adım atılmı tır. Alınan bu ve benzeri önlemlere ra men yukarıda belirtilen iktisadi sorunlar 1994’ten 2000’li yıllara kadar devam etmi , 1997 Asya ve 1998 Rusya krizleri bu sorunların daha da derinle mesini sa layan dı sal etmenler olmu lardır. Özellikle 1998 yılında ya anan Rusya krizinin de etkisi ile ödemeler dengesinin portföy yatırımları kaleminde yakla ık 5.089 milyar dolarlık çıkı ya anmı , cari i lemler hesabı ise GSMH’nin yüzde 4,87’si kadar açık vermi tir (Bkz. Tablo 3.6). Tablo 3.6 Ödemeler Dengesi Göstergeleri: 1990–2003 1990 Portföy Yatırımları (Milyon $) 681 Net Hata ve Noksan (Milyon $) 1.412 Di er Yatırımlar Yük. (Milyon $) 3.199 Cari lemler Dengesi/ GSMH (%) -1,72 hracatın thalatı Kar ılama Oranı (%) 58,11 Devalüasyon (%) 22,89 1991 714 948 -1.240 0,16 64,59 60,20 1992 3.165 -1.190 2.896 -0,61 64,34 64,65 1993 4.480 -2.162 7.655 -3,53 52,14 60,53 1994 1.123 1.832 -8.397 2,01 77,81 169,93 1995 703 2.432 3.939 -1,36 60,59 53,55 1996 1.950 1.499 3.970 0,96 53,23 77,94 1997 2.344 -987 6.531 -0,72 54,08 86,85 1998 -5.089 -697 6.762 -4,87 58,74 71,61 1999 4.188 1.721 3.566 2,34 65,37 60,98 2000 1.615 -2.762 10.389 -0,84 50,96 48,46 2001 -3.727 -1.671 -12.296 -3,23 75,69 96,47 2002 1.503 -66 1.882 -0,84 69,94 22,88 2003 3.066 4.303 4.045 -2,47 68,24 -0,85 Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi, www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). 1998 yılında ba arısızlıkla sonuçlanan yakın izleme anla masından sonra 1999 yılı sonlarında IMF ile 3 yıllık bir dönemi kapsayan yeni bir yakın izleme anla ması imzalanmı tır. Yakın izleme anla ması çerçevesinde açıklanan program 4 ana unsura dayandırılmı tır. Bunlar sıkı para politikası, faiz dı ı fazlanın arttırılmasına yönelik sıkı maliye politikası, piyasa ekonomisinin tam anlamıyla i lemesini içeren yapısal 65 reformlar ve ücret ve maa ların enflasyon oranında arttırılmasını öngören gelirler politikası olarak belirtilmi tir (TCMB, 1999: 5). Programın en önemli aya ını ise TCMB’nin saptadı ı (1$+0,77 Euro)’luk döviz kuru sepetinin alaca ı günlük de erlerin önceden ilan edildi i bir tür sabit bir döviz kuru sistemine dayalı para politikası te kil etmi tir. Kurun nominal çapa olarak kabul edildi i bu programda kurun sabitlenmesi ile dı arıdan ithal edilen ticarete konu olan malların fiyatlarına istikrar kazandırılması ve bunun geçmi teki enflasyonist beklentilere olumlu katkıda bulunarak, TÜFE bazında enflasyonun 2000 yılında yüzde 20’ye, 2001 sonunda yüzde 12’ye, 2002 yılı sonunda ise tek haneli rakamlara dü ürülmesi amaçlanmı tır. Merkez Bankası’nın ancak döviz giri i kar ılı ında parasal tabanı arttırma imkanın oldu u para kurulu benzeri bu sistemde net iç varlıklar ve net uluslar arası rezervler IMF tarafından performans kriteri olarak belirlenmi tir (TCMB, 1999: 20). Ancak enflasyonu dü ürme programı 1994 yılında uygulanan benzerinde oldu u gibi ba arılı bir ekilde sonuçlandırılamamı tır. Kur sepetinin alaca ı de erlerin bir yıl için ilan edildi i programda para kurulu benzeri bir rol üstlenen Merkez Bankası’nın kural do rultusunda piyasaya TL vermemesi, TL’nin de erlenmesine ve kısa vadeli faiz oranlarının yükselmesine yol açmı tır (E ilmez ve Kumcu, 2003: 339). Bunun yanında program çerçevesinde gerçekle tirilmesi planlanan yapısal reformların yapılmaması ve TL’nin de erlenmesi ile ortaya çıkan cari açı ın beklenenden yüksek çıkması yabancı yatırımcıların mali piyasalardan çıkmasına neden olmu tur (Demircan, 2002: 235). Böylece 2000 yılının sonlarına do ru yabancı sermaye çıkı ı ile birlikte, yıl sonu itibariyle açık pozisyonlarını kapatma durumunda olan bankaların fon ihtiyacından kaynaklanan bir likitide krizi ba göstermi , 22 Kasım 2000’de interbank faiz oranları yüzde 2000’li düzeylere kadar çıkmı tır. Bankacılık sisteminin döviz ihtiyacı ve devalüasyon beklentisi kar ısında TL’ye olan güvenin sarsılması para ikamesinin artmasına neden olmu , 2000 yılında döviz tevdiat hesaplarının M2Y’ye oranı yüzde 47,6’ya yükselmi tir (Bkz. Tablo 3.5). nterbank faiz oranlarının yükselmesi ile D BS’lerin en önemli alıcısı konumunda olan bankalar önemli ölçüde para kaybetmi , yükümlülüklerini kar ılayamamı tır. Merkez Bankası program dı ına çıkarak piyasaya likitide sa lamasına ra men, piyasaya verilen TL döviz talebi olarak geri dönmü , üç 66 hafta içinde döviz rezervlerinin 7 milyar dolarını kaybetmi tir. Bunun üzerine IMF’den alınan 7,5 milyar dolarlık ek rezerv kolaylı ı ile döviz rezervleri arttırılmı TL’nin a ırı de erli durumunun yarattı ı olumsuz etkileri ortadan kaldırabilmek amacıyla ubat 2001’de kur dalgalanmaya bırakılarak, uygulanmakta olan ekonomik program tümüyle terk edilmi tir. ubat 2001’de yakın izleme anla masının ba arısızlıkla sonuçlanmasından sonra Mayıs 2001’de IMF ile imzalanan yeni bir yakın izleme anla ması çerçevesinde 20002003 dönemini kapsayan “Güçlü Ekonomiye Geçi Programı” uygulamaya konmu tur. Aralık 1999 Niyet Mektubu ile somutla an 2000 Enflasyonu Dü ürme Programı’na paralel olarak Güçlü Ekonomiye Geçi Programı, kamu kesimi reformu ve yapısal reformlar ile ilgili temel ilkeleri muhafaza etmi tir. Ancak sözü edilen programda sabit kur uygulaması Kasım 2000 ve ubat 2001 krizlerine yol açan temel nedenlerden biri olarak görülerek terk edilmi ve dalgalı kur uygulaması benimsenmi tir. Sürdürülemez iç borç dinami inin ya anan krizlerin di er önemli bir nedeni olarak görüldü ü Güçlü Ekonomiye Geçi Programı’nda öncelik, görev zararları nedeniyle mali yapıları önemli ölçüde bozulmu olan kamu bankaları ile birço u kriz öncesinde dı arıdan temin etti i kısa vadeli kredilerle kamuyu finanse ettikleri için döviz cinsinden önemli derecede açık pozisyonu olan özel bankalardan olu an finansal kesimin yeniden yapılandırılmasına verilmi tir. Bu amaçla ilk etapta varlıkları yükümlülüklerini kar ılamayan bankalar, Tasarruf Mevduat Sigorta Fonuna (TMSF) devredilmeye ba lanmı , bu sayede mali piyasalardaki kırılganlık ortadan kaldırılmaya çalı ılmı tır. Bu olumsuzlu un giderilmesi için kamu bankalarına Hazine’den alacaklarına kar ılık olarak piyasa ko ullarına uygun faizli Hazine ka ıdı verilerek, görev zararı alacakları azaltılmı tır. Kamu ve fon bankaları, belirli bir program dahilinde, bu ka ıtlar kar ılı ında Merkez Bankası’ndan repo veya satı kar ılı ı temin edecekleri likidite ile di er bankalara ve banka dı ı kesime olan gecelik yükümlülüklerini yerine getirmi lerdir. Bunun kar ılı ında ortaya çıkan likitide fazlasını ise Merkez Bankası ters repo ve interbank i lemleri yoluyla piyasadan çekerek, ortaya çıkması muhtemel enflasyonist etkileri azaltmaya çalı mı tır. Bu çerçevede 2001 yılı 67 içinde Hazine, kamu ve fon bankalarına mali durumlarını güçlendirmek amacıyla 10,3 katrilyon lira tutarında ka ıt vermi tir (TCMB, 2001:3). Bu dönemde ya anan di er önemli bir geli me 4651 sayılı kanunla TCMB kanununda de i iklik yapılarak merkez bankasının nihai amacının fiyat istikarı oldu unun belirtilmesi ve fiyat istikrarı amacına yönelik olarak kullanaca ı para politikası araçlarını özgürce seçebilme hakkının tanınmasıdır. Yine bu kanunda yer alan geçici bir madde sayesinde Merkez Bankası’na kamu ve fon bankalarının ihtiyaçları nedeniyle 6 Kasım 2001 tarihine kadar birincil piyasadan D BS satın alma imkanı tanınmı , ancak bu tarihten itibaren birincil piyasadan kamu ka ıtlarının alınması tamamen yasaklanarak TCMB’nin ba ımsızlı ı ile ilgili bir önemli adım daha atılmı tır. Bu geli meler çerçevesinde Merkez Bankası kuru dalgalanmaya bırakmı , 2001 yılından itibaren döviz kurunun piyasa arz ve talep ko ullarınca belirlenmesine izin vermi tir. TCMB döviz kuruna müdahaleleri a ırı ve geçici dalgalanmaları önleme amacı çerçevesinde yapmı , örtük enflasyon hedeflemesi stratejisine uygun olarak kısa vadeli faiz oranlarını kullanmaya devam etmi tir (TCMB, 2003:2). Sözü edilen geli melere paralel olarak, 2002 seçimleri ile sa lanan siyasi ve ekonomik istikrar ortamı sayesinde enflasyon oranları 2002’de yüzde 43,8’den yüzde 24,4’e dü ürülmü tür. Türkiye’nin AB’ye aday ülke olarak kabul edildi i Helsinki zirvesinden sonra sözü edilen olumlu ko ulların devam etmesi ile de faiz oranları ve bunun yansıması olarak dı borç stokunda TL’deki de erlenmeden kaynaklanan kur farkının da katkısı ile önemli azalmalar görülmü tür (Bkz. Tablo 3.5). 3.1.3 Para kamesi ve Parasal Göstergelerdeki Yakın Dönem Geli meler Bilindi i üzere 1984 yılından itibaren bankalara yabancı para cinsinden mevduat hesabı açma izninin verilmesi ile birlikte Türkiye’de hızlı bir para ikamesi süreci ortaya çıkmı tır. Ancak, ülkemizde ya anan para ikamesi süreci bu sürecin daha belirgin görüldü ü Latin Amerika ülkelerinden önemli farklılıklar göstermektedir. Bu farklılıklardan en önemlisi, para ikamesinin en önemli nedenlerinden biri olarak görülen yüksek enflasyonun hiçbir zaman hiperenflasyonist bir düzeyde seyretmemesi ve kronik 68 özelliklere sahip olmasıdır. Bu durum ekonominin temellerinde yapısal sorunların 60 120 50 100 40 80 30 60 20 40 10 20 0 0 2003 DTH/M2Y (%) 2001 1999 1997 1995 1993 1991 1989 1987 1985 DTH/ Top. Mev. (%) Enflasyon Para kamesi oldu unu göstermektedir (Demircan, 2002:237). Enflasyon(%) ekil 3. 1 Para kamesi Oranları ve Enflasyon: 1985-2004 Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi, www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). Yukarıdaki ekilde para ikamesinin göstergeleri olarak kabul edilen döviz tevdiat hesaplarının toplam mevduatlara ve M2Y’ye oranı ile enflasyon arasındaki ili ki gösterilmektedir. ekil 3.1’e göre para ikamesi, 1985 yılından itibaren artı göstermekle birlikte bu artı , iki büyük krizin ya andı ı ve enflasyon oranlarının da yüksek düzeylerde seyretti i 1994 ve 2001 yıllarında daha belirgindir. Di er taraftan bu dönemde uygulanan döviz kuru politikaları ve yüksek reel faiz oranlarına ra men yabancı para mevduatının toplam mevduatlar içindeki payı önemli bir artı göstermi , ortalama yüzde 50 seviyesinde seyretmi tir. Enflasyon 2002 yılı sonrasında önemli ölçüde gerilemesine ra men, para ikamesi oranlarında önemli bir dü me görülmemi tir. Bu durum Türkiye’de ya anmakta olan para ikamesi sürecinin asimetrik bir yapıya sahip oldu unu göstermektedir. 69 5 4.5 4 3.5 3 2.5 2 1.5 GSMH/M1 Nisan 04 Haziran 03 A ustos 02 Ekim01 Aralık 00 ubat 00 Nisan 99 Haziran 98 A ustos 97 Ekim96 Aralık 95 ubat 95 Nisan 94 Haziran 93 A ustos 92 Ekim91 Aralık 90 ubat 90 Nisan 89 Haziran 88 A ustos 87 Ekim86 1 0.5 Trend(GSMH/M1) ekil 3. 2 M1’e Göre Paranın Dolanım Hızı ve Trend De eri Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi, www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). Not: Paranın dolanım hızının trend de eri Hodrik-Prescott Filtreleme Yöntemi ile hesaplanmı tır. Öte yandan 1980 sonrası finansal serbestle me sürecinin hız kazanması ile ya anan kronik ve yüksek enflasyonun halkın yerli para talebini azaltmasına ba lı olarak paranın dolanım hızında önemli istikrarsızlıklar gözlemlenmi tir. Bu durum TCMB’nin uygulamaya koydu u para programlarının ba arıya ula masını zorla tıran bir etken olmu tur. Paranın dolanım hızındaki istikrarsızlıklar, dar tanımlı para arzına göre hesaplanmı olan paranın dolanım hızının trend de eri etrafındaki de i iminin gösterildi i ekil 3.2’de görülmektedir. 1986 yılından itibaren para ikamesinin de etkisi ile M1’in dolanım hızında önemli bir dü ü ya anmı , dolanım hızı kriz dönemlerinde istikrarsız bir seyir göstermi tir. Sözü edilen durum para talebinin istikrarsız olmasına ve para politikasından sorumlu otorite olarak Merkez Bankası’nın yürüttü ü para programlarının ba arısızlıkla sonuçlanmasında önemli bir etken olmu tur. 70 1.6 1.5 1.4 1.3 1.2 1.1 1 0.9 M1/RP Aralık 03 Aralık 02 Aralık 01 Aralık 00 Aralık 99 Aralık 98 Aralık 97 Aralık 96 Aralık 95 Aralık 94 Aralık 93 Aralık 92 Aralık 91 Aralık 90 Aralık 89 Aralık 88 Aralık 87 Aralık 86 Aralık 85 0.8 TREND(M1/RP) ekil 3. 3 M1’e Göre Para Çarpanı ve Trend De eri Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi, www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). Not: Paranın çarpanının trend de eri Hodrik-Prescott Filtreleme Yöntemi ile hesaplanmı tır. Ya anan enflasyonist sürece ba lı olarak yerli para talebinin istikrarsız oldu unu gösteren di er bir büyüklük ise ekil 3.3 ve 3.4’te verilen M1 ve M2Y’nin rezerv paraya oranı eklinde hesaplanmı olan para çarpanlarıdır. 1990 yılından sonra dı finansal serbestlikle birlikte her iki para çarpanında da artı görülmekle birlikte, finansal krizlere kar ı daha duyarlı olan para çarpanının M1’in rezerv paraya oranı eklinde tanımlanan para çarpanı oldu u anla ılmaktadır. Ayrıca kriz dönemlerine göre devamlı ini çıkı gösteren M1’e göre tanımlanan para çarpanın aksine, M2Y’ye göre tanımlanan para çarpanında yabancı mevduatlardaki artı a paralel olarak istikrarlı bir yükselme söz konusudur. Bu durumu da para ikamesinin önemli bir göstergesi olarak kabul etmek mümkündür (Bkz. ekil 3.4). 71 16 14 12 10 8 6 4 2 M2Y/RP Aralık 03 Aralık 02 Aralık 01 Aralık 00 Aralık 99 Aralık 98 Aralık 97 Aralık 96 Aralık 95 Aralık 94 Aralık 93 Aralık 92 Aralık 91 Aralık 90 Aralık 89 Aralık 88 Aralık 87 Aralık 86 Aralık 85 0 TREND(M2Y/RP) ekil 3. 4 M2Y’ye Göre Para Çarpanı ve Trend De eri Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi, www.tcmb.gov.tr (12-01-2005). Not: Paranın çarpanının trend de eri Hodrik-Prescott Filtreleme Yöntemi ile hesaplanmı tır. Di er taraftan, Türkiye ekonomisinin 1980 sonrası parasalla ma ve para ikamesi sürecine girdi ini TCMB analitik bilânçosunda yer alan kalemlerden hesaplanan oranlardaki de i melerden de gözlemlemek mümkündür. Bu amaçla, Tablo 3.6’da merkez bankası analitik bilançosuna ait bazı oranlar verilmi tir. Analitik bilânço göstergeleri incelendi inde, varlık kalemlerindeki en önemli artı ın finansal serbestle me süreci ile birlikte dı varlıklardan kaynaklandı ı anla ılmaktadır. Yani TCMB’nin varlıklardaki artı a ba lı olarak yarattı ı yükümlülükler dı varlık artı ından kaynaklanmı tır. 1980’lerin ba ında yeteri derecede döviz rezervine sahip olmayan TCMB, finansal serbestle me neticesinde önemli ölçüde döviz rezervine sahip olmu tur. Buna ba lı olarak, 1980’de yüzde 12,23 olan dı varlıkların toplam varlıklara oranı hızlı bir artı göstermi , söz konusu oran 2004 yılı itibariyle yüzde 70,59 olmu tur. TL’nin yabancı paralar kar ısındaki de erinin de i mesi nedeniyle Merkez Bankası’nın dı varlık ve dı yükümlülüklerinin yeniden de erlendirilmesi sonucunda ortaya çıkan farkları gösteren de erleme hesabının toplam bilânçoya oranında ise, 1980’lerin ba ından itibaren dı varlıklardaki artı ve TL’nin de erlenmesinden kaynaklanan önemli bir dü me görülmü tür. Dı varlıkların dı 72 yükümlülüklere oranı olarak tanımlanan kur riski ise, 1980 yılından itibaren önemli ölçüde yükselmi tir, 1989 yılına kadar 100’ün altında olan bu oran kur riskinin varlı ına i aret ederken 1990 sonrası 1994 kriz yılı haricinde hiçbir zaman 100’ün altına dü memi , kur riskinin ortadan kalktı ını göstermi tir. Ancak bu durum toplam döviz yükümlülüklerinin merkez bankası parasına oranındaki artı tan da görüldü ü üzere merkez bankasının varlıklarının finansmanında zorladı ının önemli bir göstergesidir (Çolak, 2001: 16). Para ikamesindeki artı ın bir di er göstergesi de iç döviz yükümlülü ünün toplam bilançoya oranıdır. Söz konusu oran yerle iklerin her türlü döviz bulundurmalarına izin verildi i 1984 yılı sonrasında önemli bir artı göstermi , 1994 krizinden sonraki yıllardan 2004’e de in yüzde 22 düzeylerinde seyretmi tir. Bahsi geçen dönemde emisyonun toplam bilânçoya oranı ile merkez bankası parasının toplam bilânçoya oranının dü mesi ve döviz yükümlüklerinde önemli ölçüde artı lar gözlemlenmesi, merkez bankasının para hacmini kontrol etmek amacıyla kullandı ı para politikası araçlarının etkinli ini azaltmı ve ya anan krizlerde bu durum daha da belirgin hale gelmi tir. Özetle; gerek parasal göstergeler gerekse merkez bankası analitik bilânço oranlarının incelenmesinden elde edilen sonuçlar para ikamesi sorununun halen ya anmakta oldu unu göstermektedir. Parasal göstergelerdeki istikrarsızlıklar ve Merkez Bankasının dı varlıklarının dı yükümlülüklerinden daha fazla artı göstermesi, TCMB’yi merkez bankası parası ve emisyon dı ında do rudan kontrol edemedi i döviz kurundaki de i meleri önlemeye yönelik politikalar uygulamaya sevketmi tir. Ancak 1994 ve 2000 yılında uygulanan döviz kurunun nominal çapa olarak kullanıldı ı istikrar programları, TL’nin de erlemesi süreciyle bozulan dı denge ve finansal kesimin kırılgan yapısı ve di er nedenlerle krizlerle sonuçlanmı tır. Çalı manın bundan sonraki kısmında çe itli göstergeler yardımı ile ortaya konulan para ikamesi, olu turulan ekonometrik modeller yardımı ile 73 ampirik olarak incelenecektir. Tablo 3.7 TCMB Analitik Bilanço Seçilmi Oranlar Dı Varlıklar/ MBP/Toplam Dı Yük. Bilanço 37,50 21,22 43,57 19,05 42,21 21,52 39,79 22,86 37,00 31,95 36,50 39,93 31,51 42,34 30,41 41,63 29,50 54,09 38,20 84,21 39,13 94,07 44,49 103,89 48,10 103,47 48,30 123,25 31,34 87,67 32,02 131,97 25,61 141,58 25,02 165,96 23,42 193,12 20,44 207,17 17,59 226,20 12,88 118,14 26,95 128,41 32,02 139,64 34,27 162,86 Dı Varlıklar/ Toplam Varlıklar 12,23 10,33 11,43 12,54 16,63 22,25 23,59 22,01 26,42 35,12 40,13 40,88 37,56 44,30 45,87 64,67 73,49 84,65 98,61 107,89 111,57 71,74 64,47 67,91 70,59 De erleme Hesabı/ Toplam Bilanço 30,86 28,47 25,87 24,88 26,44 36,68 40,64 42,53 43,63 41,91 43,14 37,22 24,19 13,09 17,86 4,82 1,11 -2,86 -3,57 -6,20 -4,02 -1,53 -1,47 0,14 1,18 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Kaynak: TCMB, Elektronik Veri Da ıtım Sistemi, www.tcmb.gov.tr (10-04-2005). 74 Emisyon/ Toplam Bilanço 17,65 14,60 18,86 16,49 14,24 14,48 14,00 14,56 12,02 17,45 21,09 24,26 20,79 21,87 18,26 16,09 14,94 15,63 15,64 16,51 17,91 9,98 9,94 12,61 17,24 ç Döviz Yük./ Toplam Bilanço 4,86 2,21 4,66 5,34 10,94 7,79 12,76 16,71 21,66 20,10 18,21 16,17 15,59 15,76 16,33 18,98 22,48 23,97 25,52 27,48 33,09 26,39 22,84 19,35 22,38 Dı Toplam Döviz Yük./ Varlıklar/ ç varlıklar MBP 166,70 13,94 129,50 11,52 136,89 12,91 151,30 14,34 170,25 19,95 173,97 28,61 217,31 30,87 228,88 28,23 238,93 35,90 161,78 54,13 155,53 67,02 124,79 69,15 107,89 60,16 107,05 79,54 219,07 84,75 212,32 183,06 290,40 277,18 299,65 551,46 327,04 7077,48 389,23 -1367,34 468,50 -964,28 676,13 253,84 271,00 181,47 212,32 211,64 191,76 239,98 3.2 Türkiye’de Para kamesinin Ampirik Analizi Çalı manın bu kısmında ilk olarak daha önceki bölümlerde teorik modelleri ve makroekonomik etkilerine de inilen para ikamesinin ampirik modellerine yer verilecektir. Bu amaçla çe itli yazarlar tarafından benimsenen ampirik sınıflamalara de inilecektir. Ancak belirtilmelidir ki, para ikamesinin tanımının yapılması ve teorik modellerinin sınıflandırılmasındaki zorluklar para ikamesinin ampirik modelleri için de geçerlidir. 3.2.1 Para kamesinin Ampirik Modelleri Para ikamesi ile ilgili ampirik modeller birbirinden farklı teorik modellere dayandırıldıkları için uygulama açısından tam bir sınıflandırılmaya tutulmaları mümkün görünmemektedir. Giovannini ve Turtelboom (1992) ve Sarajevs (2000), para ikamesinin ampirik modellerinin sınıflandırılarak analiz edildi i en kapsamlı çalı malar olarak görülmektedir. Giovannini ve Turtelboom (1992) para ikamesi ile ilgili ampirik çalı maları üç temel sınıflamaya tabi tutmu tur. Birinci sınıflamada yerli ve yabancı para talebi fonksiyonları, tüm yerli ve yabancı varlıkların bulundu u statik iki a amalı portföy dengesinin bir parçasıdır. Bu sınıflamada yerli ve yabancı faiz oranları döviz kuru de i imleri ile birlikte genel bir finansal denge içerisinde belirlenir. Yerli varlıklara olan talep ço unlukla optimizasyon problemlerinden türetilmemekte kanıtsız olarak ifade edilmekte, tutulması gereken optimal varlık ve para miktarları da aynı anda belirlenmektedir. Bu sınıflamaya ait çalı maların en önemlileri Branson ve Henderson (1983) ve Cuddington (1983)’tür. Sıralı portföy dengesi modelleri (sequential portfolio balance models) olarak da adlandırılan ikinci sınıflamada ise para ikamesi birinci sınıflamaya nazaran daha dar bir alanda analiz edilmektedir. Bu tür modellerde iktisadi ajanlar ilk olarak portföylerindeki 75 parasal ve parasal olmayan varlıklar arasındaki optimal tercihlerini belirlemekte, ikinci a amada ise parasal varlıklarını hangi paralar arasında nispi getirilerine göre da ıtacaklarına karar vermektedir (Mizen ve Pentecost, 1996: 21). Portföydeki paraların likitide sa lama özelliklerinden kaynaklanan ikame edilebilirli in ölçülebilmesi için kullanılan standart model CES üretim fonksiyonudur. Yerli para tutmanın fırsat maliyetini temsilen genellikle yerli ve yabancı faiz oranları ile çe itli yöntemlerle hesaplanan yerli paranın yabancı paralar kar ısındaki beklenen de er kaybı de i keni kullanılmaktadır. Agenor ve Khan (1996) para ikamesi oranının türetilmesinde iki a amalı yöntemin kullanıldı ı sıralı portföy dengesi yakla ımının en önemli örneklerinden biridir. Sözü edilen modelde temsili birey ilk olarak bütçe ve pe in nakit kısıtları altında zamanlararası faydasını maksimize eden uzun dönemli para kompozisyonunu belirlemektedir. Daha sonra tampon stok para talebi modellerinde (buffer stock models) oldu u gibi çok dönemli bir maliyet uyumlanma yakla ımı çerçevesinde temsili birey karesel maliyet fonksiyonunu minimize ederek kısa dönem para ikamesi oranına ula maktadır. Bu hesaplamalar sonucunda elde edilen para ikamesi yerli paranın beklenen de er kaybı ve nominal faiz oranı gibi de i kenlerin bulundu u bir modelde ba ımlı de i ken olarak kullanılmaktadır. Giovannini ve Turtelboom (1992)’un yapmı oldu u üçüncü sınıflamada temsili karar biriminin dinamik optimizasyon probleminin ço unlukla her iki paranın fayda fonksiyonuna dahil edilerek çözümlendi i modeller yer almaktadır. Bu tür dinamik optimizasyon modellerinin en önemli avantajı sıralı portföy dengesi modellerinin aksine varlıklara olan yurtiçi talebin ilk adımda türetilebilmesidir6. Ancak sözü edilen modeller likitide servisinin di er finansal varlıkların dikkate alınmayarak sadece yerli ve yabancı para tarafından yerine getirilmesi ve paranın fayda fonksiyonuna dahil edilmesinden ötürü ele tirilmektedir. Para ikamesi ile ilgili di er kapsamlı çalı malar arasında gösterilen Sarajevs (2000)’de ise para ikamesinin ampirik modelleri do rudan ve dolaylı modeller olmak 6 Dinamik optimizasyon modellerinin kullanıldı ı çalı malar için bkz. Calvo (1985), Bufman ve Leiderman (1993), mrohoro lu (1994), mrohoro lu (1996), Mcnelis ve Asilis (1992). 76 üzere iki ekilde sınıflandırılmı tır. Para ikamesinin göstergesi olarak kabul edilen de i kenlerin ba ımlı de i ken oldu u para ikamesinin do rudan modellenmesinde, ulusal ve yabancı paranın faiz oranı, enflasyon oranı ve ara tırmanın yapıldı ı ülkenin kendi artlarına göre çe itli kukla de i kenlerin ba ımlı de i ken olarak kullanıldı ı bir model olu turulmakta, sözü edilen de i kenlerin para ikamesini ne ölçüde etkiledi i ara tırılmaktadır. Para ikamesinin dolaylı modellenmesi yakla ımında ise standart reel para talebi denklemine döviz kuru (ulusal paranın yabancı para kar ısında beklenen de er kaybı), yabancı ülke faiz oranı ve enflasyon gibi yerli para tutmanın fırsat maliyetini etkileyen de i kenler eklenmekte, bu de i kenlerin para talebinin istikrarı üzerine etkileri incelenmektedir. Sarajevs (2000: 18)’e göre para ikamesinin tahmin edilmesinde kullanılan do rudan ve dolaylı modeller kendine özgü avantaj ve dezavantajlara sahiptir. Para talebi denkleminin kullanıldı ı dolaylı modeller para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkisinin belirlenmesinde ve belirli bir para stokunu ara veya ana hedef de i ken olarak kullanan para otoritelerine politika tasarımlarında önemli faydalar sa lamaktadır. Ancak sözü edilen modellerin tahmininde bir takım ekonometrik sorunlar ya anabilmektedir. Özellikle para talebi modelinde hangi de i kenin para ikamesini temsilen kullanılaca ı halen bir tartı ma konusudur (Bu konu ile ilgili bkz. Giovanni ve Turtelboom (1992)). Para ikamesinin do rudan test edildi i para ikamesi modellerinde ekonometrik sorunlara daha az rastlanmaktadır. Ancak do rudan modellerde de yerli ve yabancı faiz oranları dı ında hangi de i kenlerin seçilece i ile ilgili önemli tartı malar söz konusudur. Belli bir dönemde dola ımdaki yabancı para miktarı tam olarak belirlenemedi inden para ikamesi oranının hesaplamasında sadece bankacılık sistemindeki yerle iklerin döviz tevdiat hesaplarının dikkate alınması, sözü edilen modellerin açıklayıcılık gücünü dü ürmektedir. Bu çalı mada para ikamesinin tahmin edilmesinde Sarajevs (2000)’in para ikamesinin ampirik modelleri ile ilgili yapmı oldu u sınıflama dikkate alınmı tır. Bu 77 çerçevede Türkiye’deki para ikamesi, her iki modelin kendine özgü avantaj ve dezavantajları göz önüne alınarak ilk olarak para talebi denklemi ile dolaylı olarak sonra bir para ikamesi modeli ile do rudan tahmin edilecektir. 3.2.2 Para kamesinin Dolaylı Olarak Tahmin Edilmesi: Para Talebi Modeli 1980’li yılların ba larından itibaren para talebi denklemini içeren çalı maların makroekonomik politika tasarımlarında kullanımı önceki dönemlere göre önemli derecede artı göstermi tir. Bu geli menin kayna ı sermaye hareketlerinin dünya çapında serbestle tirilmesi ile ortaya çıkan finansal yeniliklerin para talebinin istikrarını olumsuz yönde etkilemesidir. Finansal yeniliklere ba lı olarak birçok geli mekte olan ülkede oldu u gibi Türkiye’de de geleneksel ödeme alı kanlıklarının de i mesi para ile di er likit varlıklar arasındaki ili kinin ölçülmesinde farklı yöntemlerinin kullanılmasını gerektirmi tir. Son on yılda ekonometride e bütünle me literatüründeki geli meler ile birlikte geleneksel yöntemlerle test edilen çe itli yakla ımlara ait para talebi modelleri yeniden ele alınmaya ba lanmı , birçok ülke ile ilgili ampirik çalı malar yapılmı tır. Çalı manın bu kısmında Türkiye ekonomisi için bir para talebi modeli olu turulacaktır. Para talebi fonksiyonun türetilmesinde portföy dengesi modeli kullanılacak, yerli para talebi ile yabancı faiz oranı ve yerli paranın beklenen de er kaybı arasında uzun dönemli bir ili kinin olup olmadı ı ve para ikamesinin göstergesi olarak kullanılan de i kenlerin ulusal para talebi üzerindeki etkileri ampirik olarak sınanacaktır. 3.2.2.1 Ekonometrik Model Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkilerinin test edilmesi amacıyla ki ülkeli ve dört varlıktan olu an basit bir portföy dengesi modeli olu turulmu tur. Yerli ve yabancı paranın tam ikame oldu unun varsayıldı ı genel portföy dengesi modelinde iktisadi ajanlar servetlerini dört finansal varlık arasında 78 da ıtmaktadır: Yerli para, yerli tahvil, yabancı para ve yabancı tahvil. Sözü edilen varlıklar arasındaki seçimler yapılırken varlıkların beklenen getirilerine göre hareket edilmektedir. Bu türden bir optimizasyon modelinde herhangi bir varlı ın beklenen getirisindeki bir artı , o varlı a olan talepte bir artı a yol açarak portföyde yer alan di er varlıkların nispi a ırlıklarının de i mesine neden olmaktadır. Modelin genel yapısını gösterebilmek amacıyla varlıkların reel servetin, reel gelirin ve her bir varlı a ait getirinin bir fonksiyonu olacak ekilde tanımlandı ı a a ıdaki denklem sistemi kullanılmı tır (Mizen ve Pentecost, 1996: 28). M = m[ y, i, i * + x, x,W / P] P (3.1) m1 > 0, m2 < 0, m3 < 0, m4 < 0, m5 > 0 B = b[ y, i, i * + x, x,W / P] P (3.2) b1 < 0, b2 > 0, b3 < 0, b4 > 0, b5 > 0 S M* = n[ y, i, i * + x, x,W / P] P (3.3) n1 > 0, n2 < 0, n3 < 0, n4 > 0, n5 > 0 S B* P = f [ y , i, i * + x , x ,W / P ] (3.4) f1 < 0, f 2 < 0, f 3 > 0, f 4 > 0, f 5 > 0 W = M + B + SM * + SB * (3.5) Burada M, M*, B, B*, i, i* ve P simgeleri sırasıyla yerli para arzı, yabancı para arzı, yerli tahvil stoku, yabancı tahvil stoku, ulusal tahvil faiz oranı, yabancı tahvil faiz oranı yurtiçi fiyat düzeyini temsil etmektedir. Nominal döviz kuru ve yerli paranın beklenen de er kaybını gösterilmesi amacıyla (S) ve (x) simgeleri kullanılmı tır. Yerli tahvilin beklenen getirisi yerli tahvil faiz oranına (i) e ittir, yabancı tahvilin beklenen 79 getirisi ise yabancı tahvil faiz oranı ile yerli paranın beklenen de er kaybı toplamı ( i * + x ) olarak ifade edilmi tir. Para talebi modelinde yabancı para tutmanın beklenen getirisi ise ulusal paranın beklenen de er kaybına (x) e ittir. Para ikamesinin test edildi i birçok çalı mada tüm varlıklara olan talebi gösteren denklem sistemi yerine, sadece ulusal para talebini içeren (3.1) no’lu model kullanılmı tır. Sözü edilen denklem Cuddington (1983), Bergstrand ve Bundth (1990) ve Leventakis (1993)’te a a ıdaki biçimiyle tahmin edilmi tir: ln M 2 P (3.6) = δ 0 + δ 1 ln Y t + δ 2 i t + δ 3 ( i t* + x t* ) + δ 4 x t* + υ t Yukarıdaki modelde beklenen katsayı i aretleri sırasıyla öyledir: δ1 >0, δ 2 <0, δ 3 <0 ve δ 4 <0. Burada do rudan para ikamesini δ 4 katsayısı, dolaylı para ikamesini δ 2 katsayısı, sermaye hareketlerini ise δ 3 katsayısı göstermektedir. Sermaye hareketlerinin serbest oldu u bir ortamda yurtiçi ve yurtdı ı faiz oranlarının birlikte hareket etti inden, yukarıdaki para talebi modelinin bu haliyle test edilmesi yerli ve yabancı finansal varlıkların getirileri arasındaki yüksek korelasyon nedeniyle ekonometrik sorunlar yaratmaktadır. Yurtiçi faiz oranı (i) ile yabancı tahvilin beklenen getirisini temsil eden sermaye hareketlili i ( i * + x ) de i kenlerinin aynı denklemde yer alması çoklu do rusallık sorununa yol açabilmektedir (Artis, 1996: 144). Sözü edilen sorunun model üzerindeki olumsuz etkileri hesaba katılarak portföy dengesine dayalı para talebi modeli Türkiye için a a ıdaki gibi formüle edilmi tir: ln M2 P = α 0 + α 1 ln GSMH + α 2 Dibs + α 3Usbono + α 4 Depr + α 5 ln Tüfe + ε t 80 (3.7) Burada: ln M2 : M2 para arzının 1987 yılını temel yıl olarak alan Toptan E ya P Fiyatları Endeksine bölünmesi ile elde edilen reel para arzının do al logaritmasını, lnGSMH: 1987 yılı fiyatlarına göre hesaplanmı Reel GSMH’nin do al logaritmasını, D BS: Ulusal bono faiz oranını temsilen devlet iç borçlanma senetleri aylık ortalama bile ik faiz oranını, USBONO: Yabancı bono faiz oranı olarak kullanılan 3 aylık Amerikan hazine bonosu aylık faiz oranını, Depr : TL’nin ABD doları kar ısındaki beklenen de er kaybını, lnTUFE: 1987 yılını temel yıl olarak alan tüketici fiyat endeksinin do al logaritmasını göstermektedir. Modelde ba ımlı de i ken olarak çalı manın amacı çerçevesinde ulusal para cinsinden vadeli mevduatı da içeren geni tanımlı para arzı (M2) kullanılmı tır7. Para piyasasında denge oldu u varsayımı altında, de er biriktirme ve i lemler amacıyla kullanılan reel para talebinin elde edilmesi için M2 TEFE ile deflate edilmi tir. Para talebi denkleminde para tutmanın üst sınırını belirleyen ölçek de i keni (scale variable) olarak 1987 yılını temel alan Gayrisafi Milli Hasıla (GSMH) serisi kullanılmı tır. Reel milli gelirdeki artı ın reel para talebini arttırması beklenmektedir. Ölçek de i kenin yanı sıra yerli para bulundurmanın fırsat maliyetlerinden en önemlisi olan enflasyon oranı için 1987 yılının temel yıl olarak alındı ı TÜFE’nin do al logaritması kullanılmı tır. Enflasyon oranındaki artı ın, bireylerin satın alma güçlerini korumak amacıyla daha fazla para talep etmelerine neden olması beklenmektedir. 7 Para talebi denklemlerinde kullanılan para stoku tanımları ile ilgili ayrıntılı bilgi için bkz. Sriram (1999). 81 Yerli para tutmanın di er bir alternatifi olarak, yurtiçi finansal varlıkların getirisini temsilen devlet iç borçlanma senedi bile ik faiz oranı alınmı tır. D BS faiz oranlarındaki artı ın TL’ye olan talebi dü ürmesi beklenmektedir. Yabancı varlıkların getirisini temsilen üç aylık amerikan hazine bonosu (Usbono) faiz oranı kullanılmı tır. Sözü edilen de i ken TL ile yabancı varlıklar arasındaki ikame edilebilirli i, yani dolaylı para ikamesini göstermektedir. Yerli para ile yabancı para arasındaki do rudan ikame edilebilirlik ili kisini gösteren (Depr) de i keni, nominal ABD dolar kurundaki yıllık de i imin bir dönem gecikmeli de erinin, uyarlayıcı bekleyi ler altında TL’nin ABD doları kar ısında beklenen de er kaybını verece i varsayımından hareketle hesaplanmı tır. Sözü edilen de i kene ait katsayı i areti de negatif beklenmektedir. 3.2.2.2 Veriler Yukarıdaki model çerçevesinde Türkiye ekonomisi için olu turulan portföy dengesine dayalı para talebi denkleminde 1989 Ocak- 2004 ubat dönemine ait aylık veriler kullanılmı tır. Ocak 1989 öncesi ve ubat 2004 sonrası bazı de i kenlere ait verilere ula ılamaması analiz döneminin bu dönemle sınırlı kalmasına neden olmu tur. Ancak ülkedeki para ikamesi sürecinin yerle iklerin her türlü dövizi bulundurmalarının serbest bırakılmasına izin veren 5 Nisan 1989 kararları ile birlikte hız kazanması, ele alınan dönemi çalı manın kapsamı açısından yeterli kılmaktadır. Çalı mada kullanılan tüm veriler, üç ay vadeli Amerikan hazine bonosu aylık faiz oranı ve hazine bonosu bile ik faiz oranı hariç, TCMB Elektronik Veri Da ıtım Sisteminden (EVDS) temin edilmi tir. Üç aylık Amerikan hazine bonosu faiz oranı (Usbono) ve hazine bonosu bile ik faiz oranına IFS online veri tabanından ula ılmı tır. 82 3.2.2.3 Model Tahmini ve Ampirik Bulgular Modelin teorik çerçevesi ve kullanılan veri setinin özelliklerinin tanımlanmasından sonra ampirik ili kinin ortaya konmasında kullanılacak yöntemin belirlenmesi gerekmektedir. Aylık verilerin kullanıldı ı bu çalı mada zaman serisi analizi yapılacaktır. Bu amaçla ilk olarak, serilerin dura anlık düzeyleri belirlenecek, ardından e bütünle ik olmaları durumunda e bütünle me testi yapılarak de i kenler arasındaki uzun dönemli ili ki ortaya konulmaya çalı ılacaktır. Son olarak da de i kenler arasındaki kar ılıklı etkile imin yönü ve derecesinin daha iyi ortaya konulabilmesi amacıyla etki-tepki fonksiyonları ile varyans ayrı tırma yöntemlerine ba vurulacaktır. Birim Kök Testi Herhangi bir zaman serisi analizinde kullanılan de i kenlerin dura an olup olmadıklarının saptanması elde edilecek sonuçların do rulu u açısından büyük önem ta ımaktadır. Granger ve Newbold (1974)’un da gösterdi i gibi dura an olmayan zaman serileri ile elde edilen regresyon sonuçlarının, de i kenlerin stokastik trend içermesi nedeniyle, modeldeki açıklayıcı de i kenlerin açıklanan de i ken üzerindeki etkisini abartılı olarak yansıtması mümkündür. Bu amaçla Dickey ve Fuller (1979) tarafından de i kenlerin dura anlıklarının belirlenmesine yönelik bir birim kök testi olan Geni letilmi Dickey Fuller (ADF) testi geli tirilmi tir. Sözü edilen test yönteminde kullanılan regresyon denklemi a a ıdaki gibidir: Xt= o+ t+ Xt-1+ Xt-i+ (3.8) t Burada birinci dereceden fark operatörünü ( ), varyansı sabit, kovaryansı ve beklenen de eri sıfıra e it olan beyaz gürültü (white noise) hata terimini ( t) temsil etmektedir. ADF testinde ’nun de erinin 1’e e it oldu u bo hipotez, ’nun de erinin 1’den küçük oldu u yani birim kökün söz konusu olmadı ı alternatif hipoteze kar ı test 83 edilmektedir. Türkiye için olu turulan portföy dengesine dayalı para talebi denkleminin de i kenleri için yapılan ADF birim kök testi sonuçlarına göre tüm de i kenler düzey de erlerinde dura an de ildir, birinci farkta yüzde 1 anlamlılık düzeyinde dura andır. De i kenlerin do rusal bile iminden elde edilen hata terimi için yapılan ADF testinde ise hata teriminin düzeyde dura an oldu u görülmü tür. ADF testinden elde edilen sonuçlar, hata teriminin de düzeyde dura an oldu u hesaba katılırsa, bu seriler arasında bir e bütünle me (Cointegration) ili kisinin varlı ına i aret etmektedir. Bu durum e bütünle me testlerini kullanarak de i kenler arasındaki uzun dönemli ili kinin yönü ve derecesi hakkında bilgi edinmemize olanak sa lamaktadır. Tablo 3.8 Para Talebi Modeli ADF Testi Sonuçları De i kenler Düzey Birinci Fark -1,5778 (4) 8,3665* (3) lnM2P -0.863820 -6.5129 (4) lnGSMH * -1,4069 (6) -8,3845 (0) USBono -2,3836 (2) -10,3799*(2) D BS -1,4545 (2) -7,3946*(2) lnTüfe -1,8692 (0) -4,2680*(9) Depr -12,46* (0) -----Hata Terimleri * : yüzde 1 düzeyinde anlamlı ** : yüzde 5 düzeyinde anlamlı *** : yüzde 10 düzeyinde anlamlı (---): Gecikme sayısı, Akaike bilgi kriterine göre belirlenmi tir. Not: ADF testinde trendli ve sabitli model kullanılmı tır. Johansen E bütünle me Testi Bu çalı mada Johansen-Juselius (1990) e bütünle me yöntemi, Engle-Granger (1987) yöntemine nazaran aynı dereceden dura an de i kenler arasında birden fazla uzun dönemli ili kiyi ortaya koyması nedeniyle tercih edilmi tir. 84 Maksimum olabilirlik yöntemi kullanılarak e bütünle ik vektörlerin varlı ının test edildi i Johansen yakla ımı dura an olmayan serilerin düzey de erleri ve farklarını içeren VAR (Vector Auto Regression) tahmininden olu maktadır. Bu nedenle e bütünle me analizinden önce Sims (1980) tarafından geli tirilen VAR modelinin ana hatlarıyla ele alınması gerekmektedir. Vektör otoregresyon modelinin en önemli özelli i tüm de i kenleri kendi ve di er de i kenlerin gecikmeli de erleri cinsinden ifade edilmesine imkan sa lamasıdır. A a ıdaki vektör otoregresif modelini ele alalım (Greene, 1993: 294): Xt= Xt-1+…..+ kXt-k+ t t=1,……t Burada de i kenler vektörünü (3.9) (Xt), beklenen de eri ve kovaryansı sıfır, varyansı sabit beyaz gürültü (white noise) hata terimini ( t) temsil etmektedir. Yukarıdaki (2) no’lu denklem birinci farkı alındıktan sonra öyle ifade edilebilir: Xt= i= 1 -I+ =I- Xt-1+…..+ 1+ 2+…..+ 1-…..- Buradaki Xt-k+ t k I (3.10) i=1,2,…………...,k-1 k matrisi de i kenler arasıdaki uzun dönemli ili kinin derecesi hakkında bilgi vermektedir. Sözü edilen kxk boyutundaki matrisinin rankının sıfır (r=0) olması durumunda Xt de i kenler vektöründeki tüm elemanlar dura an de ildir. Tam tersine matrisi tam ranka sahipse( r=k) Xt’nin tüm elemanları dura andır ve bunlar arasında uzun dönemli bir ili ki söz konusudur. E er r<k olması durumunda ise Xt de i kenler vektörünün elemanları arasında r tane e bütünle ik vektör vardır. Johansen-Juselius (1990) e bütünle ik vektör sayısının belirlenmesi amacıyla maksimum özde er ve iz testleri olmak üzere iki farklı test önermektedirler. Bunlardan iz testi matrisinin rankının r’ye e it veya r’den küçük oldu u bo hipotezi test eder. Maksimum özde er testi ise e bütünle ik vektör sayısının r oldu unu ifade eden bo hipotezi r+1 oldu unu ifade eden alternatif hipoteze kar ı test eder (Enders, 1995: 318). 85 Yukarıda sözü edilen ampirik çerçeve kapsamında ilk olarak portföy dengesine dayalı para talebi denkleminin de i kenlerini içeren bir VAR modeli olu turulmu tur. Uygun gecikme sayısının Akaike bilgi kriterine göre 1 olarak belirlendi i VAR modeli Ek-Tablo 1’de verilmi tir. Modelden elde edilen tahmin sonuçları iktisadi olarak güçlü bir açılayıcılık içermese de özellikle para ikamesinin önemli bir göstergesi olan yerli paranın de er kaybının (Depr) bir gecikmeli de erinin t istatisti inin yüksekli i sözü edilen de i kenin para talebini açıklamakta anlamlı bir katkısı oldu unu ima etmektedir. Tablo 3.9 Para Talebi Modeli Johansen E bütünle me Testi z testi z statisti i 110,939 67,659 42,018 24,213 11,980 4,637 E bütünle ik Vektör Sayısı 0 1 2 3 4 5 Öz De er 0,219 0,136 0,096 0,067 0,041 0,026 %5 Kritik De er 102,14 76,07 53,12 34,91 19,96 9,24 %1 Kritik De er 111,01 84,45 60,16 41,07 24,60 12,97 E bütünle ik Vektör Sayısı 0 1 2 3 4 5 Maksimum Özde er Testi z %5 Öz De er statisti i Kritik De er 0,219 43,280 40,30 0,136 25,641 34,40 0,096 17,804 28,14 0,067 12,233 22,00 0,041 7,342 15,67 0,026 4,637 9,24 %1 Kritik De er 46,82 39,79 33,24 26,81 20,20 12,97 Johansen e bütünle me testinden elde edilen sonuçlar, gerek iz (trace) gerekse maksimum özde er (maksimum eigenvalue) istatisti ine göre para talebi modeli için yüzde 5 anlamlılık düzeyinde bir e bütünle ik vektörün varlı ına i aret etmektedir (Bkz. Ek-Tablo 2). E bütünle ik reel para talebi vektörünü a a ıdaki gibi bir denklem eklinde ifade etmek mümkündür: 86 ln(M2/P)=-39,57+ 0,36lnGSMH+ 8,22lnTüfe- 1,91Usbono- 4,93Dibs- 0,02Depr t de erleri (5,15) (3,23) (5,50) (3,09) (5,42) (3.11) (2,92) Türkiye için Johansen e bütünle me yöntemi ile tahmin edilen para talebi denklemine ait de i kenlerin katsayılarının önemli bir kısmı hem istatistiksel hem de iktisadi olarak anlamlıdır. Reel talebi ile gelir arasındaki ili ki öngörülerle tutarlı olarak istatistiksel olarak anlamlıdır, fakat söz konusu ili ki iktisadi açıdan zayıf bulunmu tur. Reel para talebi ile enflasyon arasında ise pozitif ve aynı yönlü bir ili ki söz konusudur. Modelde para tutmanın yurtiçi ve yurtdı ı alternatif getirisini gösteren yurtiçi ve yurtdı ı tahvil faiz oranlarının katsayı i aretleri beklentilere paralel olarak negatiftir. Yani para dı ındaki varlıkların alternatif getirisindeki artı reel para talebini olumsuz yönde etkilemektedir. Yerli para ile yabancı varlıklar arasındaki dolaylı para ikamesi ili kisini gösteren katsayı -1,91 olarak bulunmu tur. Buna göre yabancı tahvil faiz oranındaki yüzde 1’lik artı , reel para talebinde yüzde 1,91’lik azalmaya yol açmaktadır. Denklemde TL ile dolar arasındaki do rudan para ikamesini gösteren katsayı öngörülerle uyumlu bir ekilde negatif ve istatiksel olarak anlamlı bulunmu tur. TL’nin beklenen de er kaybındaki yüzde 1’lik de i me reel para talebinde yakla ık yüzde 0,02’lik ters yönde bir de i meye yol açmaktadır ki bu oran di er de i kenlerin katsayı de erlerine göre oldukça dü üktür. Enflasyon oranındaki de i me ise reel para talebinin en önemli belirleyicisi olarak kar ımıza çıkmaktadır. Sonuç olarak; Johansen e bütünle me testine göre reel para talebi ile milli gelir, enflasyon, yerli ve yabancı tahvil faiz oranı ve TL’nin ABD doları kar ısındaki beklenen de er kaybı arasında uzun dönemli bir ili ki vardır. Para talebi modeline ait E bütünle me testinden elde edilen sonuçlar, Türkiye’deki yerle iklerin i lem güdüsünden ziyade, spekülatif güdüden kaynaklanan de er biriktirme amacıyla ellerinde yabancı para tuttuklarını ortaya koymu tur. 87 Etki-Tepki Fonksiyonları Etki-tepki analizi tüm de i kenlerin kendi ve di er de i kenlerin gecikmeli de erleri cinsinden ifade edildi i VAR (Vector Auto Regression) modeline dayanmaktadır. Etki-tepki analizinin ana hatları ile ele alabilmek amacıyla a a ıdaki iki de i kenli basit birinci sıra VAR modelini ele alalım (Enders, 1995: 294): Xt = a10-a12Yt+ 11Xt-1+ Yt = a20- a21Xt+ 12 Yt-1+ 21Xt-1+ 22Xt-1+ (3.12) xt yt (3.13) Burada X ve Y dura an oldukları varsayılan iki de i ken, xt ve yt ise beklenen de eri sıfır, sabit varyansa sahip ve aralarında otokorelasyonun olmadı ı varsayılan beyaz gürültü hata terimleridir. Yukarıdaki e anlı denklem sisteminden de görüldü ü üzere Xt ve Yt gecikmeli de erleri vasıtasıyla birbirleri ile etkile im içerisindedir. Örne in a12 Yt’deki bir birimlik de i menin Xt üzerindeki e zamanlı etkisini, 1’deki 21 ise Xt- bir birimlik de i menin Yt üzerindeki etkisini göstermektedir. E er e anlı denklem sistemindeki a21 katsayısı sıfırdan farklı ise sıfırdan farklı olması durumunda da yt’nin xt’nin Yt üzerinde, a12 katsayısının Xt üzerinde dolaylı bir e zamanlı etkiye sahip oldu u söylenebilir. Böyle bir e anlı denklem sistemi ile tanımlanan VAR modelinde hata terimlerine verilen dı sal bir okun di er de i kenler üzerindeki do rudan ve dolaylı geri besleme etkilerini görülebilmesi için etki-tepki fonksiyonu analizi yapılmaktadır. Etki-tepki fonksiyonları ile de i kenlerin hata terimlerinde meydana gelen oklara kar ı ne yönde tepki verdikleri ve sözü edilen oktan sonra uzun dönem denge de erlerine kaç dönem sonra ula tıkları tespit edilebilmektedir. Bu yönüyle etki-tepki fonksiyonları tüm de i kenlerin birbirlerini etkiledikleri bir sistemde, ekonomide uygulanacak çe itli politikaların olası etkilerinin tahmin edilmesinde yaygın bir ekilde kullanılmaktadır. Etki-tepki analizinin yapılabilmesi için önce tüm seriler sadece hata terimlerine verilen okun de i ken üzerindeki etkisinin ölçülebilmesi amacıyla birinci farkları 88 alınarak dura an hale getirilmi tir. VAR modelinin gecikme uzunlu u, e bütünle me analizinde oldu u gibi, Akaike Bilgi kriterine göre 1 olarak belirlenmi tir. Tahmin edilen VAR modeli üzerinden yapılan etki-tepki analizinde, de i kenlerin hata terimlerine verilen bir standart sapmalık oklara reel para talebinin tepkisi incelenmi ve a a ıdaki sonuçlar elde edilmi tir. ekil 3.5 hemen hemen tüm de i kenlerin dı sal bir oktan sonra uzun dönem denge de erlerine yakınsadı ını göstermekle beraber, hata terimlerine verilen bir standart sapmalık okun reel para talebi üzerindeki etkisi hakkında da önemli bilgiler vermektedir. Sınır de i keni olan Milli Gelirin büyüme hızına (DlnGSMH) verilen bir birimlik pozitif ok beklentilerle uyumlu olarak reel para talebini arttırmı tır. Ancak bu etki yakla ık dört ay sonra tamamen sönmü tür. Reel para talebindeki de i menin büyümeye birikimli tepkisinin ilk on aylık dönemde yakla ık yüzde 1 oldu u görülmü tür. Fırsat maliyeti de i kenlerinden enflasyona verilen bir birimlik pozitif ok birinci ayda reel para talebinin büyüme hızı üzerinde yakla ık yüzde 1’in üzerinde bir azalmaya yol açmı tır, ancak bu okun etkisi üç ay sonra tersine dönmü ve yakla ık altıncı ayın sonunda ise tamamen kaybolmu tur. Enflasyon oranındaki de i imin reel para talebindeki de i me üzerinde ilk on aylık dönem itibariyle birikimli olarak yüzde 0,3’lük negatif bir etkisinin oldu u görülmü tür. Devlet iç borçlanma senedi (D BS) bile ik faiz oranı ile Amerikan hazine bonosu faiz oranının farkına verilen birer birimlik pozitif ok öngörülenin aksine reel para talebinin büyüme hızının artmasına yol açmı tır. Ancak bu etki di er de i kenlerin reel para talebi üzerinde yarattı ı etki kar ısında oldukça dü ük kalmı tır. Ele alınan dönemde D BS bile ik faizi ile yerli paranın getirisini gösteren mevduat faiz oranı arasındaki pozitif korelasyon sözü edilen etkinin ters yönlü çıkmasının bir açıklayıcısı olarak görülebilir8. 8 Mevduat faizi ile D BS faiz oranı arasındaki ili kiyi niceliksel olarak belirlenmesi amacıyla iki de i ken arasındaki korelasyon katsayısı hesaplanmı ve yüzde 89,5 olarak bulunmu tur. Bu oran iki de i ken arasında aynı yönlü ve güçlü bir ili kinin oldu unu göstermektedir. 89 Do rudan para ikamesini gösteren TL’nin beklenen de er kaybının farkına verilen (DDEPR) bir birimlik pozitif ok reel para talebini birinci ayda yakla ık yüzde 2 dü ürmü ve bu etki dördüncü ayın sonunda tersine dönerek yedinci ayın sona ermesi ile birlikte sönmü tür. lk on ay itibariyle ulusal paranın beklenen de er kaybının hata terimine verilen bir standart sapmalık okun reel para talebi büyüme hızı üzerindeki birikimli etkisinin ise yüzde – 2,22 oldu u görülmü tür. Genel olarak de erlendirildi inde etki-tepki analizi reel para talebinin kendisi haricinde di er de i kenlere nazaran enflasyon oranı ve yerli paranın beklenen de er kaybında meydana gelen oklara daha duyarlı oldu unu, büyüme yerli ve yabancı faiz oranlarının farkının hata terimlerine verilen okun para talebinin büyüme hızı üzerindeki etkisinin göreli olarak daha az oldu unu göstermi tir. Tablo 3.10 Para Talebi Modeli Birikimli Etki-Tepki Fonksiyonları Dönem DLNM2P DLNRGSMH DLNTUFE DUSBONO DDIBS DDEPR 1 0,030 0,007 -0,013 0,002 0,005 -0,019 2 0,039 0,010 -0,011 0,004 0,008 -0,026 3 0,041 0,011 -0,007 0,006 0,009 -0,025 4 0,040 0,011 -0,005 0,007 0,008 -0,024 5 0,041 0,010 -0,004 0,008 0,007 -0,023 6 0,041 0,010 -0,003 0,008 0,007 -0,023 7 0,041 0,010 -0,003 0,008 0,007 -0,022 8 0,041 0,010 -0,003 0,008 0,007 -0,022 9 0,041 0,010 -0,003 0,008 0,007 -0,022 10 0,041 0,010 -0,003 0,008 0,007 -0,022 Choelsky Sıralaması: DUSBONO, DLNRGSMH, DDEPR, DDIBS, DLNTUFE, DLNM2P. 90 Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLNM2P to DLNM2P Response of DLNM2P to DLNGSMH .04 .04 .03 .03 .02 .02 .01 .01 .00 .00 -.01 -.01 -.02 -.02 -.03 -.03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 Response of DLNM2P to DLNTUFE 3 4 5 6 7 8 9 10 9 10 9 10 Response of DLNM2P to DDIBS .04 .04 .03 .03 .02 .02 .01 .01 .00 .00 -.01 -.01 -.02 -.02 -.03 -.03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 Response of DLNM2P to DUSBONO 3 4 5 6 7 8 Response of DLNM2P to DDEPR .04 .04 .03 .03 .02 .02 .01 .01 .00 .00 -.01 -.01 -.02 -.02 -.03 -.03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 ekil 3. 5 Reel Para Talebi Etki Tepki Fonksiyonları 91 2 3 4 5 6 7 8 Varyans Ayrı tırma Varyans ayrı tırma (Variance Decomposition) analizi etki-tepki analizi gibi VAR modeline dayanmaktadır. Ancak bu analizde, bir de i kenin hata terimine verilen okun di er de i kenler üzerindeki etkisinin incelendi i etki-tepki fonksiyonundan farklı olarak, dı sal bir ok nedeniyle bir de i kende medyana gelen de i melerin hangi de i kenden, ne ölçüde kaynaklandı ı ara tırılmaktadır. Reel para talebinin varyans ayrı tırma sonuçlarına bakıldı ında bir aylık gecikme düzeyinde reel para talebinde meydana gelen de i menin yakla ık yüzde 55,55’i kendisindeki, yüzde 23,73’ü döviz kurunun beklenen de er kaybındaki, yüzde 12,49’u enflasyondaki de i meden kaynaklanmaktadır. Bu sonuçlar Türkiye’deki reel para talebinin gelecekteki bir devalüasyon beklentisi ve enflasyondaki artı tan önemli ölçüde etkilenebilece ini göstermektedir. Nominal döviz kurundaki beklenen de er kaybı ile enflasyon arasındaki etkile im her iki serinin varyans ayrı tırma sonuçlarına göre oldukça yüksek çıkmı tır. Di er de i kenlerden biri olan Amerikan bono faiz oranlarındaki de i imler, bir aylık gecikme düzeyinde reel para talebindeki de i menin oldukça küçük bir kısmını açıklarken, D BS’teki de i imler ise reel para talebindeki de i melerin yakla ık yüzde 4,60’lık kısmını açıklayabilmektedir. Milli gelirdeki de i melerin ise bir aylık gecikme düzeyinde reel para talebindeki de i meleri açıklama gücü yakla ık yüzde 3,45 olarak bulunmu tur. Varyans ayrı tırma analizinden elde edilen bulgular genel anlamda e bütünle me testindeki sonuçları desteklemektedir. Döviz kurunun beklenen de er kaybını gösteren (Depr) de i keninin para talebi üzerindeki etkisi e bütünle meye göre, varyans ayrı tırmada daha fazla çıkmı tır. Bunun en önemli nedeni varyans ayrı tırma modelinde de i kenlerin dı sal de i kenlerden içsel de i kenlere do ru sıralanarak analiz edilmesidir (Bkz. Tablo 3.11). 92 Variance Decomposition Percent DLNM2P variance due to DUSBONO Percent DLNM2P variance due to DLNGSMH 60 60 50 50 40 40 30 30 20 20 10 10 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 Percent DLNM2P variance due to DDEPR 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Percent DLNM2P variance due to DDIBS 60 60 50 50 40 40 30 30 20 20 10 10 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 Percent DLNM2P variance due to DLNTUFE 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Percent DLNM2P variance due to DLNM2P 60 60 50 50 40 40 30 30 20 20 10 10 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 ekil 3. 6 Reel Para Talebi Varyans Ayrı tırması 93 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Tablo 3.11 Reel Para Talebi Varyans Ayrı tırma Sonuçları Dönem S. H. DUS DLN DDEPR DDIBS DLN DLN BONO GSMH TUFE M2P 0,167 1 3,450 23,730 4,605 12,499 55,553 0,162 0,189 2 0,496 4,846 24,494 5,444 11,585 53,135 0,195 3 0,763 5,704 22,619 6,708 13,883 50,323 0,197 4 5,488 23,462 6,445 15,129 48,384 1,092 0,199 5 1,292 5,461 23,636 6,412 15,228 47,971 0,200 6 1,409 5,468 23,632 6,413 15,199 47,879 0,200 7 5,470 23,622 6,415 15,191 47,855 1,448 0,200 8 1,457 5,470 23,619 6,417 15,189 47,848 0,200 9 1,460 5,470 23,618 6,418 15,189 47,846 0,200 10 0,162 3,450 23,730 4,605 12,499 55,553 Cholesky Sıralaması: DUSBONO, DLNGSMH, DDEPR, DDIBS, DLNTUFE, DLNM2P. 3.2.3 Para kamesinin Do rudan Tahmin Edilmesi: Para kamesi Modeli Yerli ve yabancı varlıklar arasındaki getiriyi yansıtan yerli ve yabancı faiz oranları arasındaki farklılıklar uluslar arası sermaye hareketlerinin temel kayna ı olarak görülmektedir. Bu farklılık yerli ve yabancı para talebini etkileyen en önemli faktörlerden biridir. Bu nedenle, para ikamesine yol açan süreçlerin belirlenmesinde ülkedeki di er makroekonomik de i kenlerdeki geli meler yanında yerli ve yabancı faiz oranları arasındaki etkile imin de göz önüne alınması gerekmektedir. Türkiye’de 1989 sonrası sermaye hareketlerinin tamamen serbestle tirildi i dönemi kapsayan çalı manın bu kısmında para ikamesi ile yerli ve yabancı faiz oranları, enflasyon ve ya anan krizler arasında uzun dönemli bir ili kinin olup olmadı ı ekonometrik olarak analiz edilecektir. 3.2.3.1 Ekonometrik Model Teorik açıdan para ikamesinin modellenmesi portföy dengesi yakla ımı ile yakından ili kilidir. Portföy dengesi teorisine göre varlıklara olan talep onların nispi getirilerine ba lıdır. Di er bir deyi le yüksek getirisi olan varlıklar her zaman di er varlıklara tercih edilir. Bu açıdan Türkiye için olu turulan para ikamesi modelinin teorik temelleri Thomas (1985) ile Sahay ve Vegh (1995)’e dayanmaktadır. Faiz oranlarındaki 94 ili kinin öneminin vurgulandı ı teorik çerçeve ı ı ında Korhonen (1996), Sarajevs (2000) ve Vetlov (2001) dikkate alınarak Türkiye ekonomisi için a a ıdaki para ikamesi modeli olu turulmu tur: ln DTH M2 = β 0 + β1 Eurodollar + β 2 Mevfaiz + β 3 ln Tüfe + β 4 Krizler + ε t Burada: ln DTH : Para kamesinin bir ölçütü olan Döviz tevdiat hesaplarının M2’ye M2 oranının do al logaritmasını, Eurodolar: Yabancı paranın getirisini temsilen kullanılan Eurodolar faiz oranını, Mevfaiz: Ulusal paranın getirisini temsilen kullanılan üç aylık TL mevduat faiz oranını, ln Tüfe : 1987 yılını temel yıl olarak alan tüketici fiyat endeksindeki yıllık yüzde de i im oranının do al logaritmasını, Krizler: Kriz dönemlerini niceliksel olarak belirlemek amacıyla, Döviz piyasası baskı endeksine göre olu turulmu kukla de i kenini göstermektedir. Daha önce de belirtildi i üzere para ikamesinin tam olarak hesaplanabilmesi için de er biriktirme amacıyla dola ımda bulunan yabancı para miktarı ile yerle iklerin gerek yurtiçindeki gerekse yurtdı ındaki bankalardaki yabancı para cinsinden mevduatlarının bilinmesi gerekmektedir. Ancak ekonomide belirli bir dönemde dola ımdaki yabancı para miktarının tam olarak belirlenmesi mümkün de ildir. Sözü edilen veri seti eksikli i nedeniyle ölçülen para ikamesi var olan oranın ancak bir kısmını açıklamaktadır. Bu yüzden yapılan çalı malar sadece bankacılık sektöründeki para ikamesinin etkilerini ortaya koyabilmektedir. Bununla birlikte; yukarıda bahsedildi i gibi faiz oranları ekonomide sadece bu kadar sınırlı sayıda de i kenle tekdüze ili ki içerisinde de ildir, aynı zamanda di er birçok makroekonomik de i kenle kar ılıklı etkile im içerisindedir. Örne in sabit kur 95 sisteminin benimsendi i geli mekte olan bir ülkede ulusal paranın faiz oranındaki bir artı gelecekteki devalüasyon beklentilerinin dolayısıyla para ikamesinin artmasına neden olabilir. Artan devalüasyon beklentisine kar ı hanehalkı, bankalar ve firmalar gibi farklı piyasa katılımcıları farklı tepkiler verirler. Devalüasyon riski arttı ında bankalar ulusal para cinsinden mevduatlarını arttırma e ilimi içerisine girerler. Di er taraftan hanehalkları ise devalüasyon nedeniyle reel servetlerinin erimesini engellemek için portföylerindeki ulusal para cinsinden varlıkların oranını dü ürerek yabancı paraya yönelmeye çalı ırlar. Kronik enflasyonun oldu u bir ortamda portföylerindeki yerli para cinsinden varlıkları azaltarak devalüasyon riskinden kaçınmak isteyen bankaların elinde ise mevduat faizlerini arttırmaktan ba ka çare kalmamaktadır. Böylece devalüasyon riskindeki artı do rudan para ikamesinde bir artı a yol açmakta, ancak aynı zamanda yerli paranın faiz oranının artmasına dayalı olarak dolaylı yoldan para ikamesinin azalmasına neden olmaktadır (Vetlov, 2001: 20). Sözü edilen bu kar ılıklı etkile im dikkate alındı ında, uluslararası sermaye akımlarının varlı ının temel nedeni olan yerli ve yabancı varlıklar arasındaki getiriyi yansıtan faiz oranları arasındaki fark önemli açıklayıcı bir de i ken olarak kar ımıza çıkmaktadır. Ancak son dönemlerde geli mi ülkelerin aksine geli mekte olan ülkelerde kronik enflasyonist süreçler nedeniyle para ikamesi, faiz oranlarındaki de i meye duyarsız hale gelmi tir. Bu nedenle para ikamesinin analiz edildi i geleneksel modellere enflasyon oranı ve di er makroekonomik de i kenler de dahil edilmi tir (Civcir, 1999: 3). Bu çalı manın para ikamesinin analiz edildi i di er çalı malardan en önemli farkı enflasyon ve kriz de i keninin modelde açıklayıcı de i ken olarak yer alması ve krizlerin para ikamesi üzerindeki etkisinin niceliksel olarak belirlenmesidir. 3.2.3.2 Veriler Yukarıda anlatılan teorik model çerçevesinde Türkiye ekonomisi için olu turulan para ikamesi modelinde, para talebi modelinde oldu u gibi 1989 Ocak2004 ubat dönemine ait aylık veriler kullanılmı tır. Çalı mada kullanılan tüm de i kenlere ait veri seti, aylık eurodolar faiz oranı dı ında, TCMB Elektronik Veri 96 Da ıtım Sisteminden (EVDS) temin edilmi tir. Aylık eurodolar faiz oranı (Eurodolar) IFS online veri tabanından alınmı tır. Para ikamesinin ölçülmesinde üç oran dikkate alınmı tır. Bunlar döviz tevdiat hesaplarının toplam TL mevduatları içerisindeki payı (DTH/TL), döviz tevdiat hesaplarının M2’ye oranı (DTH/M2), Döviz tevdiat hesaplarının M2Y’ye oranı (DTH/M2Y)’dir. Sözü edilen her üç oran analiz döneminde incelendi inde bu de i kenlerden döviz tevdiat hesaplarının TL mevduatlarına oranı (DTH/TL) ile Döviz tevdiat hesaplarının M2’ye oranının (DTH/M2) aralarındaki korelasyonun yüksek olması sözü edilen de i kenlerin birlikte hareket ettikleri göstermektedir (Bkz. Tablo 3.12). Bu nedenle Türkiye ekonomisi için para ikamesinin tahmin edilmesinde üç de i kenden herhangi birinin ba ımlı de i ken olarak kullanılması ekonometrik analiz açısından önemli bir fark yaratmayacaktır. Bu çalı mada, para ikamesinin göstergesi olarak döviz tevdiat hesaplarının M2’ye oranı (DTH/M2) kullanılmı tır. Tablo 3.12 Para kamesi Oranları Korelasyon Matrisi DTH/TL DTH/M2Y DTH/M2 DTH/TL 1 0,877 0,938 DTH/M2Y 0,878 1 0,978 DTH/M2 0,938 0,978 1 Modelde tek yabancı para olarak kabul edilen ABD dolarının getirisini temsilen, aylık a ırlıklı yurtiçi döviz tevdiat hesapları faiz oranı verilerine 1990 öncesi için ula ılamamasından ötürü, aylık eurodolar faiz oranı kullanılmı tır. eurodolar faiz oranındaki artı ın para ikamesini arttırması beklenmektedir. Yerli paranın faiz oranı olarak 3 aylık a ırlıklı mevduat faiz oranı kullanılmı tır. Yurtiçi faiz oranı ile ilgili katsayı i areti ise negatif olarak beklenmektedir. Enflasyon oranını temsilen para talebi modelinde oldu u gibi 1987 yılının temel yıl olarak alındı ı TÜFE kullanılmı tır. Enflasyon oranındaki yükselmenin karar birimlerinin, ellerindeki yerli paranın satın alma gücünü dü ürmesi nedeniyle, yabancı paraya yönelmelerine yol açarak para ikamesinin artmasına yol açması beklenmektedir. 97 Sözü edilen makro ekonomik de i kenlerin yanında Türkiye’de ya anan krizlerin para ikamesi sürecine hız kazandıran, olumsuz bir etkisi oldu unu gösterebilmek amacıyla bir döviz piyasası baskı endeksi olu turulmu tur. Ancak, Döviz piyasası baskı endeksini olu turulmasından önce krizlerin niteliksel olarak tanımlanmasına ihtiyaç duyulmaktadır. Bu amaçla kriz tanımı için Kaminsky, Lizondo ve Reinhart (1997) esas alınmı tır. Sözü edilen tanıma göre, kriz, döviz rezervlerinde önemli miktarda bir azalma veya nominal döviz kurunda yüksek oranlı bir artı veya iki durumun birlikte gerçekle mesidir. Bu çalı mada yukarıdaki tanıma dayalı olarak Lin ve Wu (2001) ve Uygur (2001) tarafından geli tirilen döviz piyasası baskı endeksi (I) kullanılmı ve I endeksi a a ıdaki gibi formüle edilmi tir: I = ∆ e t / σ ∆ et − ∆ rt / σ rt (3.14) ∆et = Nominal döviz kurundaki de i me σ ∆e = Nominal döviz kurundaki de i menin standart sapması t ∆rt = Döviz rezervindeki de i me σ r = Döviz rezervindeki de i menin standart sapması t Kriz dönemlerinin belirlenmesinde endeks de erlerinin standart sapmasının ( ı) belirli bir katsayı (1,5; 2 ve 3 gibi) ile çarpılması sonucu elde edilen de erin üzerinde kalan endeks de erleri kriz olarak kabul edilmektedir. I = I > 1,5 σ ı i se 1 I ≤ 1,5 σ ı i se 0 Kriz var Kriz yok 98 (3.15) 12.000 10.000 8.000 6.000 4.000 Ocak 04 Ocak 03 Ocak 02 Ocak 01 Ocak 00 Ocak 99 Ocak 98 Ocak 97 Ocak 96 Ocak 95 Ocak 94 Ocak 93 Ocak 92 -4.000 Ocak 91 -2.000 Ocak 90 0.000 Ocak 89 2.000 -6.000 Kriz Endeksi Kriz Endeksi* 1,5 Std. Sapma ekil 3. 7 Döviz Piyasası Baskı Endeksi (I) I döviz piyasası baskı endeksinin standart sapmasının ( ı), Uygur (2001)’de oldu u gibi, 1,5 katsayısı ile çarpılarak bu de erin üzerinde kalan alanlar Türkiye’deki kriz dönemleri olarak tespit edilmi tir. Grafikten de görüldü ü üzere Türkiye’de 1990 sonrasında ya anan finansal krizlerin tümü döviz piyasası baskı endeksi yardımı ile görülebilmektedir. Sözü edilen endekse dayalı olarak olu turulan kukla de i ken kriz endeksinin 1,5 standart sapmalık e i i a an dönemler için 1, di er dönemler için 0 de erini almaktadır. Bu ekilde olu turulan kukla de i ken sayesinde krizlerin para ikamesi üzerindeki etkisi niceliksel olarak da saptanabilecektir. Modelin yapısı genel olarak de erlendirildi inde; para ikamesinin belirleyicilerini ortaya konulması amacıyla kullanılan sınırlı sayıdaki de i ken bir eksiklik olarak görülmemelidir. Yerli ve yabancı para faiz oranları, enflasyon ve ya anan finansal krizlerin para ikamesi süreci üzerinde önemli etkileri oldu u yapılan pek çok ampirik çalı mada kanıtlanmı tır9. Bu açıdan olu turulan model, para ikamesi 9 Yerli ve yabancı faiz oranlarının para ikamesinin açılayıcısı olarak kullanıldı ı ampirik çalı malar için bkz. Korhonen (1996), Sarajevs (2001), Vetlov (2001), Komarek ve Melecki (2001). 99 için olu turulan birçok modelde oldu u gibi, faiz oranları arasındaki farkın ülkedeki para ikamesi sürecini belirledi i bir teorik çerçeveye oturmaktadır. 3.2.3.3 Model Tahmini ve Ampirik Bulgular Türkiye’de 1989 sonrası sermaye hareketlerinin tamamen serbestle tirildi i bir dönemi kapsayan çalı manın amacı para ikamesi ile faiz oranları, enflasyon ve krizler arasındaki ili kinin analiz edilmesidir. Bu çerçevede, para talebi modelinin tahmininde de yapıldı ı gibi, ilk olarak serilerin birim kök testleri ile dura anlıkları tespit edilecek, ardından e bütünle ik olmaları durumunda e bütünle me testi yapılarak de i kenler arasındaki uzun dönemli ili kinin varlı ı ortaya konulmaya çalı ılacaktır. Son olarak da de i kenler arasındaki kar ılıklı etkile imin yönü ve derecesinin daha iyi ölçülmesi amacıyla varyans ayrı tırma ile etki-tepki fonksiyonu analizi yapılacaktır. Birim Kök Testi Daha önce de belirtildi i üzere dura an olmayan zaman serileri ile yapılan regresyon sonuçlarının, modeldeki açıklayıcı de i kenlerin stokastik nedeniyle, açıklanan de i ken üzerindeki etkisini abartılı trend içermesi olarak yansıtması mümkündür. Bu amaçla de i kenlerin dura anlıklarının belirlenmesi için Geni letilmi Dickey Fuller (ADF) testi kullanılmaktadır. ADF birim kök testine göre tüm de i kenler düzey de erlerinde dura an de ildir, birinci farkta yüzde 1 anlamlılık düzeyinde dura andır. De i kenlerin do rusal bile iminden elde edilen hata terimi için yapılan ADF testi ise hata teriminin düzeyde dura an oldu unu göstermektedir. Hata teriminin düzeyde dura an bulunması serilerin ise birinci farkta dura an olması nedeniyle para ikamesi modelinde de i kenler arasında bir e bütünle me (Cointegration) ili kisi söz konusudur. Bu durum seriler arasındaki uzun dönemli ili kinin e bütünle me teknikleri kullanılarak test edilmesine imkan sa lamaktadır. 100 Tablo 3.13 Para kamesi Modeli ADF Testi Sonuçları De i kenler Düzey Birinci Fark -1,032(0) -10,896* (0) ln(DTH/M2) -2,751(3) -7,019* (3) Mevfaiz -1,704(6) -4,371* (2) Eurodolar -1,454(2) -7,395* (2) lnTüfe -12,460(0) -----Hata Terimleri * : %1 düzeyinde anlamlı ** : %5 düzeyinde anlamlı *** : %10 düzeyinde anlamlı (---): Gecikme sayısı, Akaike bilgi kriterine göre belirlenmi tir. Not: ADF testinde trendli ve sabitli model kullanılmı tır. Johansen E bütünle me Testi Para ikamesinin belirleyicilerinin zaman serisi analizinde para talebi modelinde oldu u gibi Johansen e bütünle me testi tercih edilmi tir. Serilerin ADF testi ile aynı dereceden bütünle ik olduklarının belirlenmesinden sonra e bütünle me analizinin ikinci adımı olarak bir VAR modeli olu turulmu tur. De i kenlerin uygun gecikme sayısının Schwarz bilgi kriterine göre bir olarak belirlendi i VAR modeli Ek Tablo 4’te verilmi tir Tahmin edilen VAR modeli üzerinden yapılan Johansen E bütünle me testi iz (trace), hem de maksimum özde er istatisti i yüzde 5 anlamlılık düzeyinde bir e bütünle ik vektörün oldu unu göstermektedir. Sözü edilen vektörü a a ıdaki gibi bir denklem eklinde ifade etmek mümkündür (Bkz. Ek Tablo 5): ln(Dth/M2)=-1,493- 0,937lnEurodolar- 6,265lnMevfaiz+ 5,622lnTüfe + 18,723Krizler (3.16) t de erleri (0,130) (0,650) (1,773) 101 (1,859) (6,438) Tablo 3.14 Para kamesi Johansen E bütünle me Testi z Testi z statisti i 88,830 48,958 20,518 9,924 3,547 E bütünle ik Vektör Sayısı 0 1 2 3 4 Öz De er 0,204 0,150 0,059 0,036 0,021 %5 Kritik De er 76,070 53,120 34,910 19,960 9,240 %1 Kritik De er 84,450 60,160 41,070 24,600 12,970 E bütünle ik Vektör Sayısı 0 1 2 3 4 Maksimum Özde er Testi z %5 Öz De er statisti i Kritik De er 0,204 39,872 34,400 0,150 28,440 28,140 0,059 10,595 22,000 0,035 6,376 15,670 0,020 3,547 9,240 %1 Kritik De er 39,790 33,240 26,810 20,200 12,970 E bütünle ik denklemde yabancı paranın getirisini gösteren eurodolar faiz oranı ile para ikamesi arasındaki ili kiyi gösteren katsayı hem iktisadi hem de istatistikî olarak anlamsız çıkmı tır. Bunun haricindeki de i kenlerin katsayı i aretleri ise beklentilerle örtü mektedir. Yerli paranın getirisini temsil eden mevduat faizlerindeki yüzde 1’lik artı para ikamesinde yakla ık yüzde 6,3’lük bir artı a yol açarken, para ikamesinin en önemli nedeni olarak kabul edilen enflasyon oranındaki yüzde 1’lik artı para ikamesinin yakla ık yüzde 5,62 artmasına neden olmaktadır. Hem katsayı i areti hem de istatistikî olarak en anlamlı bulunan de i ken ise yüzde 18,7’lik oranla döviz piyasası baskı endeksine dayalı olarak olu turulan Krizler kukla de i keni olmu tur, elde edilen bulgular Türkiye’de incelenen dönem boyunca ard arda ya anan ve enflasyonun kronikle mesine yol açan ekonomik krizler kar ısında satın alma güçlerini korumak isteyen iktisadi karar birimlerinin yerli paradan yabancı paraya yöneldikleri gerçe ini ampirik olarak desteklemektedir. 102 Etki-Tepki Fonksiyonları Daha önce de belirtildi i üzere etki-tepki fonksiyonları tüm de i kenlerin kendi ve di er de i kenlerin gecikmeli de erleri cinsinden ifade edildi i VAR (Vector Auto Regression) modeline dayanmaktadır. Etki-tepki fonksiyonları ile de i kenlerin hata terimlerinde meydana gelen oklara kar ı ne yönde tepki verdikleri, bu oktan sonra uzun dönem denge de erlerine kaç dönem sonra ula tıkları tespit edilebilmekte ve bu sayede ekonomide uygulanacak çe itli politikaların olası etkilerinin neler olabilece i öngörülebilmektedir. Para ikamesinin ortaya çıkı ındaki en belirleyici faktörlerin neler oldu unu ortaya koyabilmek amacıyla yapılan Etki-tepki fonksiyonu analizinden önce ADF testi ile dura an olmadı ı anla ılan tüm seriler birinci farkları alınarak dura an hale getirilmi ve dura anla tırılmı serileri içeren bir VAR modeli olu turulmu tur. VAR modelindeki gecikme uzunlu u Akaike bilgi kriterine göre 1 olarak belirlenmi tir. De i kenlerin hata terimlerine verilen 1 standart sapmalık oklara para ikamesinin tepkisi incelendi i etki-tepki analizi sonucunda a a ıdaki sonuçlar elde edilmi tir. ekil 3.8’den de görüldü ü üzere de i kenlerin hata terimlerine verilen 1 standart sapmalık ok de i kenlerle para ikamesi arasındaki ili kinin niteli ine ba lı olarak para ikamesinde artı veya azalı lara neden olmu tur. Etki-tepki analizinde eurodolar faiz oranının farkındaki artı ın para ikamesi üzerinde beklentilerin tersine negatif ve zayıf bir etkiye sahip oldu u bulunmu tur. Bu de i kenin hata terimine verilen bir standart sapmalık pozitif ok ilk ayda para ikamesinin artmasına neden olmu tur, ancak sözü edilen pozitif etki ikinci ayla dördüncü ay arasında tersine dönmü dördüncü ayın sonunda ise tamamen kaybolmu tur. lk on aylık dönem itibariyle bakıldı ında eurodolar faiz oranının farkına verilen okun para ikamesinin büyüme hızı üzerindeki birikimli etkisi negatif olmu tur. Mevduat faiz oranındaki de i menin (DMevfaiz) hata terimine verilen 1 standart sapmalık pozitif ok para ikamesini anında arttırmı tır, fakat birinci ayın ortalarından itibaren, para ikamesinin mevduat faizlerindeki de i meye tepkisi tersine dönmü sözü edilen etki yakla ık dört ay azalan bir hızla devam etmi tir. Mevduat faiz oranın farkına verilen okun ilk on aylık 103 dönemde, birikimli olarak bakıldı ında, para ikamesi üzerindeki etkisinin beklentilerle uyumlu bir ekilde yüzde -0,9 gibi negatif bir de er oldu u görülmü tür. Enflasyon oranına (DlnTüfe) verilen 1 standart sapmalık ok, para ikamesinin ilk ayda yüzde 1,8 civarında artmasına yol açmı tır. Sözü edilen bu artı ın birikimli etkisi ise beklentilere paralel olarak pozitif bulunmu tur. Krizler de i kenine verilen bir birimlik pozitif ok birinci ayda para ikamesinde yüzde 1’den daha az bir artı a sebep olmu tur ki, enflasyonun hata terimine verilen okun para ikamesi üzerindeki etkisi ile kar ıla tırıldı ında bu oran daha dü ük kalmı tır. Tablo 3.15 Para kamesi Modeli Birikimli Etki Tepki Fonksiyonları Dönem DlnDTHM2 DEurodolar DMevfaiz DlnTüfe 0,055 0,002 0,004 0,018 1 0,067 -0,009 -0,008 0,012 2 0,065 -0,014 -0,010 0,017 3 0,063 -0,015 -0,009 0,014 4 0,062 -0,015 -0,009 0,013 5 0,061 -0,014 -0,009 0,013 6 0,061 -0,014 -0,009 0,013 7 0,061 -0,014 -0,009 0,012 8 0,061 -0,014 -0,009 0,012 9 0,061 -0,014 -0,009 0,012 10 Sıralama: Krizler, DEurodolar, Dmevfaiz, DLNTüfe, DLNDTHM2. Krizler 0,007 0,010 0,011 0,010 0,009 0,009 0,009 0,009 0,009 0,009 Etki-tepki analizinden elde edilen sonuçlar; enflasyon de i keninin di er de i kenlere göre para ikamesini daha fazla etkiledi ini göstermi tir. Dolayısıyla e bütünle me analizinin sonuçlarına paralel olarak Türkiye’de devam etmekte olan enflasyonist sürecin para ikamesinin en önemli belirleyicilerinden biri oldu u gerçe i etki-tepki analizinden elde edilen sonuçlar dikkate alınarak da söylenebilmektedir. 104 Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E. Response of DLNDTHM2 to DLNDTHM2 Response of DLNDTHM2 to DEURODOLAR .08 .08 .06 .06 .04 .04 .02 .02 .00 .00 -.02 -.02 -.04 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 Response of DLNDTHM2 to DMEVFAIZ 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DLNDTHM2 to DLNTUFE .08 .08 .06 .06 .04 .04 .02 .02 .00 .00 -.02 -.02 -.04 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 Response of DLNDTHM2 to KRIZLER .08 .06 .04 .02 .00 -.02 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ekil 3. 8 Para kamesi Modeli Etki Tepki Fonksiyonları 105 4 5 6 7 8 9 10 Para kamesi Modeli Varyans Ayrı tırması Daha önce de belirtildi i üzere Varyans ayrı tırma (Variance Decomposition) analizi etki-tepki analizi gibi VAR modeline dayanmakla birlikte sözü edilen analizde hata terimlerine verilen okun etkisi de il, de i kende medyana gelen de i melerin ne ölçüde hangi de i kenden kaynaklandı ı ara tırılmaktadır. Di er bir deyi le Varyans ayrı tırma analizi bir de i kende meydana gelen de i menin yüzde kaçının kendisinden ve di er de i kenlerden kaynaklandı ı göstermektedir. Çalı manın bu kısmında sadece para ikamesindeki de i menin hangi de i kenlerden ne ölçüde etkilendi i varyans ayrı tırma analizi yardımıyla test edilmeye çalı ılmı ve bunun sonucunda a a ıdaki grafik ve tablo elde edilmi tir. Tablo 3.16 Para kamesi Modeli Varyans Ayrı tırması Standart Hata Dönem DlnDTHM2 DEurodolar DMevfaiz DlnTüfe 1 0,057 91,683 0,049 0,460 6,724 2 0,061 84,250 4,300 4,343 5,850 3 0,061 83,753 4,693 4,408 5,892 4 0,061 83,745 4,689 4,415 5,897 5 0,061 83,742 4,691 4,416 5,897 6 0,061 83,742 4,691 4,416 5,897 7 0,061 83,742 4,691 4,416 5,897 8 0,061 83,742 4,691 4,416 5,897 9 0,061 83,742 4,691 4,416 5,897 10 0,061 83,742 4,691 4,416 5,897 Sıralama: Krizler, DEurodolar, DMevfaiz, DLNTüfe, DLNDTHM2. Krizler 1,085 1,258 1,254 1,253 1,253 1,253 1,253 1,253 1,253 1,253 Tablo 3.9’a göre bir aylık gecikme düzeyinde para ikamesinde meydana gelen de i menin yakla ık yüzde 91,07’si kendisindeki, yüzde 6,72’si enflasyondaki, yüzde 1,09’u krizler kukla de i kenindeki, yüzde 0,46’sı mevduat faiz oranındaki de i melerden kaynaklanmaktadır, eurodolar faiz oranı ise bir aylık gecikme düzeyinde para ikamesindeki de i melerin yakla ık yüzde 0,05’ini açıklayabilmektedir. kinci ayda söz konusu oranlar eurodolar ve mevduat faiz oranı için sırasıyla yüzde 4,69’a ve yüzde 4,41’e yükselmi tir. Para ikamesinin kendisinden kaynaklanmayan de i meleri enflasyon oranından sonra açıklayan en önemli de i ken eurodolar faiz oranı olmu tur. 106 Enflasyon oranındaki de i meler para ikamesinin kendisinden kaynaklanmayan de i imlerin açıklanmasında önem derecesi olarak ilk sırada yer almaktadır. Di er bir de i ken olan krizler kukla de i keninin de i kenin para ikamesindeki de i imleri açıklama gücü di er de i kenlerin gerisinde kalmı tır. Varyans ayrı tırma analizinde para ikamesinin kendisi dı ındaki etkenlerden kaynaklanan de i melerin önemli bir kısmı enflasyon ve mevduat ve eurodolar faiz oranındaki de i meler tarafından açıklandı ı görülmektedir. Di er de i kenlerin sözü edilen de i imin açıklanmasına olan katkısının sınırlı kaldı ı anla ılmaktadır. 107 Variance Decomposition Percent DLNDTHM2 variance due to DLNDTHM2 Percent DLNDTHM2 variance due to DEURODOLAR 100 100 80 80 60 60 40 40 20 20 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 Percent DLNDTHM2 variance due to DMEVFAIZ 3 4 5 6 7 8 9 10 Percent DLNDTHM2 variance due to DLNTUFE 100 100 80 80 60 60 40 40 20 20 0 2 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 2 3 Percent DLNDTHM2 variance due to KRIZLER 100 80 60 40 20 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ekil 3. 9 Para kamesi Modeli Varyans Ayrı tırması 108 4 5 6 7 8 9 10 SONUÇ VE DE ERLEND RME 1970’li yıllarda hız kazanan finansal küreselle me sürecinin birçok alanda önemli etkileri olmu tur. Finansal araçların çe itlenmesi, bilim ve teknolojideki ilerlemelerin ula ım ve ileti im sektörüne yansıması uluslararası düzeyde sermaye hareketlerinin artmasına neden olan en önemli etmenlerdir. Bu geli melere paralel olarak, sermayenin uluslararasıla ması para ikamesini beraberinde getirmi tir. Sözü edilen bu süreçler gerek i lemler amacıyla gerekse de er biriktirme amacıyla yabancı paralara olan talebi hızla arttırmı tır. ABD doları, Alman markı, Japon yeni gibi dü ük enflasyon oranlarına ve dünya ticaret hacminde önemli bir yere sahip geli mi ülkelerin paraları uluslararası düzeyde kabul görmeye ba lamı tır. Geli mekte olan ülkelerde çok uluslu irketlerin yurtiçi piyasalara girmesi ve bu ülkelerde ya anan yüksek ve kronik enflasyonist süreçler, yabancı paraların ticari i lemlerden ziyade spekülatif güdüden ötürü de talep edilmesine neden olmu tur. Bu anlamda geli mekte olan ülkelerdeki para ikamesi süreci, yabancı paranın sadece ticari i lemlerin gerçekle tirilmesi için tutuldu u geli mi ülkelerde ya anan süreçten önemli ölçüde farklıla maktadır. lk defa Latin Amerika ülkelerinde dikkat çeken para ikamesi olgusu üzerine, para ve maliye politikaları üzerindeki etkileri nedeniyle, geli mi ve geli mekte olan ülkeleri kapsayan birçok çalı ma yapılmı tır. Yapılan ilk teorik ve ampirik çalı malar 1970’li yıllarda finansal yeniliklerin para talebi fonksiyonlarını istikrarsız hale getirmesi üzerinde yo unla mı tır. Sermaye hareketlerinin önemli ölçüde artması neticesinde, para talebi fonksiyonlarının tekrar ele alınarak para ikamesi ve finansal yenilikleri içerecek ekilde yeniden geli tirilmesi, para talebi fonksiyonlarının istikrarlı hale gelmesinde önemli rol oynamı tır. Bu durum para ikamesi ve finansal yeniliklerin para talebinin en önemli belirleyicileri haline gelmesine neden olmu tur. Para ikamesinin mali politikalar üzerindeki etkisi ise, hükümetlerin para basımından elde etti i senyoraj ve enflasyon vergisinin paraları uluslararası alanda kabul gören geli mi ülkelere transfer olması eklinde ortaya çıkmı tır. Bu durum ulusal ve uluslararası alanda gelir da ılımının adaletsizle mesinde önemli bir etmen olmu tur. 109 Geli mekte olan ülkelerde gerek para talebinin gerekse döviz kurunun istikrarı üzerinde olumsuz etkilere sahip olan para ikamesi bu çalı manın amacı çerçevesinde Türkiye için ampirik olarak incelenmi tir. Türkiye’de 1989 yılında 32 sayılı kararla döviz bulundurmanın tamamen serbestle tirilmesinden itibaren ya anan para ikamesi sürecinin etkilerinin ortaya çıkarılması amacıyla, para talebi fonksiyonu ile para ikamesi modeli olu turulmu tur. Bu modellerdeki de i kenler arasındaki ili ki ve söz konusu ili kinin niteli i, Türkiye için yapılan daha önceki çalı malarda sadece e bütünle me testi kullanılarak belirlenmeye çalı ılırken, burada e bütünle me testi yanında etki-tepki fonksiyonları ve varyans ayrı tırma analizleri kullanılarak belirlenmeye çalı ılmı tır. Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkisinin belirlenmesi amacıyla olu turulan para talebi denkleminde Johansen e bütünle me testine göre reel para talebi ile milli gelir, enflasyon, yerli ve yabancı bono faiz oranı ve TL’nin ABD doları kar ısındaki beklenen de er kaybı arasında uzun dönemli bir ili ki söz konusudur. Do rudan ve dolaylı para ikamesini gösteren döviz kurunun beklenen de er kaybı ve yabancı bono faiz oranı istatistiksel ve iktisadi olarak anlamlı bulunmu tur. Ancak, do rudan para ikamesini göstermek amacıyla nominal döviz kurunun de er kaybının kullanıldı ı bu çalı mada, döviz kurunun uzun dönem denge de erinden sapmalarının (exchange rate misalingment) sözü edilen de i ken yerine kullanıldı ı benzer bir çalı ma olan Civcir (2003)’e göre do rudan para ikamesinin para talebi üzerindeki etkisi daha dü ük çıkmı tır. Yabancı faiz oranındaki de i menin TL talebinde yüzde kaçlık bir de i meye neden olaca ını gösteren dolaylı para ikamesi katsayısı aynı zamanda yerli paraya olan taleple yabancı varlıkların getirisi arasında güçlü bir ili ki oldu unu, sözü edilen varlıkların faiz oranlarındaki de i menin ekonomide para politikasının ba ımsız bir ekilde yürütülmesine engel olabilece ini göstermektedir. Bu durum Türkiye’deki yerle iklerin i lem güdüsünden ziyade, spekülatif güdüden kaynaklanan de er biriktirme amacıyla ellerinde yabancı para tuttuklarına i aret etmektedir. 110 E bütünle me de i kenlerden testinden kaynaklanan sonra, okların para talebinin belirlenmesi kendisinden amacıyla ve etki-tepki di er analizi yapılmı tır. Etki-tepki analizi reel para talebinin kendisi dı ında enflasyon oranı ve yerli paranın beklenen de er kaybında meydana gelen oklara kar ı oldukça duyarlı oldu unu göstermi tir. Türkiye’de enflasyonun TEFE bazında yıllık ortalama yüzde 64 oldu u 1989 Ocak -2004 ubat döneminde ya anan krizler, ulusal paranın de erindeki a ırı dalgalanma nedeniyle iktisadi ajanların devalüasyon beklentilerinin devamlı surette artmasına neden olmu tur. Artan devalüasyon beklentilerinin bu etkisi, son dönemde uygulanan sıkı para ve maliye politikaları çerçevesinde enflasyon oranında 2004 yılının ubat ayı itibariyle yüzde 13’lere varan önemli dü ü ler ya anmasına ra men döviz tevdiat hesaplarının M2Y’ye oranı cinsinden para ikamesi oranının hala yüzde 43’lerde seyretmesi para ikamesinin geri dönülemez olma yani histeri (hysterisis) etkisine i aret etmektedir ve TL’nin beklenen de er kaybını yansıtan (Depr) de i keninin gerek e bütünle me testi gerekse etki-tepki analizinde dü ük çıkmasına ra men para ikamesinin halen yüksek düzeylerde seyretmesi histeri etkisinin Türkiye için geçerli oldu unu göstermektedir. Para talebi modelinde dı sal bir ok nedeniyle reel para talebinde medyana gelen de i melerin hangi de i kenden, ne ölçüde kaynaklandı ı ortaya koyabilmek amacıyla varyans ayrı tırma analizi yapılmı tır. Varyans ayrı tırma sonuçları, Türkiye’de reel para talebinin gelecekteki devalüasyon beklentisi ve enflasyon oranındaki artı lardan önemli ölçüde etkilenebilece ini göstermektedir. Nominal döviz kurundaki beklenen de er kaybı ile enflasyon arasındaki etkile im her iki serinin varyans ayrı tırma sonuçlarına göre oldukça yüksek çıkmı tır. Döviz kurundaki de i menin enflasyona yansımasının literatürde geçi etkisi olarak adlandırıldı ı göz önüne alınırsa, elde edilen sonuçlar kurun tamamen serbest bırakılmasının enflasyonist bir etkiye yol açaca ı görü ünü destekler niteliktedir. Para ikamesinin belirleyicilerinin tespit edilmesi amacıyla olu turulan para ikamesi modeli e bütünle me testinde, eurodolar faiz oranına ait katsayı iktisadi ve istatistikî olarak anlamsız çıkmasına ra men di er de i kenlere ait katsayı i aretleri 111 istatistikî ve iktisadi açıdan anlamlı bulunmu tur. Döviz piyasası baskı endeksine göre olu turulmu kukla de i ken e bütünle ik denklemde para ikamesi üzerindeki etkisi en fazla olan de i kendir. Bu durum Türkiye’de 1989 sonrası ya anan ve enflasyonun kronikle mesine yol açan ekonomik krizler kar ısında satın alma güçlerini korumak isteyen iktisadi karar birimlerinin yerli paradan yabancı paraya yöneldikleri gerçe ini ampirik olarak desteklemektedir. Elde edilen bu sonuç do rudan para ikamesi modelinin kullanıldı ı di er bir çalı ma olan Civcir (1999)’in sonuçları ile paraleldir. Ancak Civcir (1999)’den farklı olarak, bu çalı mada kriz dönemlerinin niceliksel açıdan saptanabilmesi için döviz piyasası baskı endeksinden elde edilen kukla de i kenle krizlerin para ikamesi üzerindeki etkisi incelenmeye çalı ılmı tır. Kullanılan modelin Civcir (1999)’deki modelden di er önemli bir farkı, bu çalı mada dura an oldu u için yerli ve yabancı faiz oranı farkı yerine, Vetlov (2001)’da oldu u gibi, yerli ve yabancı faiz oranlarının kendisinin kullanılmasıdır. Para ikamesi modelinin etki-tepki analizi enflasyon de i keninin di er de i kenlere göre para ikamesini daha fazla etkiledi ini göstermi tir. Buna göre, e bütünle me analizinin sonuçlarına paralel olarak Türkiye’de devam etmekte olan enflasyonist sürecin para ikamesinin en önemli belirleyicilerinden biri oldu u gerçe i etki-tepki analizi ile de teyit edilmi tir. Varyans ayrı tırma analizinde de para ikamesinin kendisi dı ındaki de i melerin önemli bir kısmını yine enflasyon de i keni açıklamaktadır. Elde edilen sonuçlar, daha önce de belirtildi i üzere, para ikamesinin ölçüm zorlukları nedeniyle ihtiyatla kar ılanmalıdır. Dola ımdaki yabancı para miktarı ve yerle iklerin sınır ötesi mevduatları ile ilgili verilere ula ılamaması tahmin sonuçlarının güvenilirli ini olumsuz yönde etkilese de, elde edilen sonuçlar para ikamesinin etkilerinin bir alt sınırı olarak görülmelidir. Para ikamesinin para talebinin istikrarı üzerindeki etkisi ve para ikamesinin belirleyicilerinin ortaya konması amacıyla olu turulan her iki modelden elde edilen sonuçlar genel olarak de erlendirildi inde, çalı ma döneminde sözü edilen olgunun 112 ekonomideki döviz kurunun istikrarsızlı ı, yüksek enflasyon ve yapısal sorunlara ba lı olarak ya anan finansal krizlerin önemli bir sonucu oldu u ortaya çıkmaktadır. Reel para talebinin milli gelir, enflasyon, yerli ve yabancı bono faiz oranı ve TL’nin ABD doları kar ısındaki beklenen de er kaybı ile uzun dönemli bir ili ki içerisinde olması, bu de i kenlerin merkez bankasının kontrolü dı ında olması nedeniyle, gerek ara hedef, gerekse ana hedef de i ken olarak belirli bir parasal büyüklü ü kullanılmasını güçle tirmektir. TCMB uygulamayı dü ündü ü enflasyon hedeflemesi stratejisine geçmeden önce, para ikamesi sorunun da temelini te kil eden döviz kurundaki a ırı oynaklıkların önlenmesi ve geçmi e dönük enflasyonist bekleyi lerin kırılarak enflasyon hedefinin öngörülebilir hale getirilebilmesi ön ko ulları sa lanmasına yönelik bir para politikası izlemelidir. Sözü edilen artların yerine getirilerek yerli paraya olan güvenin tekrar sa lanması, hükümetin senyoraj ve enflasyon vergisinden elde etti i gelirin de yükselmesine olumlu katkıda bulunarak, kamu maliyesini daha sa lıklı bir yapıya kavu turacaktır. 113 KAYNAKÇA Aarle, Van B.-Budina, N. (1995), “Currency Substitution in Eastern Europe”, Tilburg University, Center for Economic Research Discussion Paper Series, no. 2 Agenor, Pierre-Richard ve Moshin S. Khan (1992), “Foreign Currency Deposits and the Demand for Money in Developing Countries.” IMF Working Paper, No. 92/1. Akçay, C., C. Emre Alper ve Meral Karasulu (1997), “Currency Substitution and Exchange Rate Instability: The Turkish case”, European Economic Review, Sayı: 41, ss. 827-835. Aktan, Co kun C., Utku Utkulu, ve Selahattin Togay (1998), Nasıl Bir Para Sistemi: Parasal Disiplin ve Parasal stikar için Öneriler, stanbul: MKB Yayınları. Arrau, P.,J. De Gregori, C. Reinhart, P. Wickham (1995), “The Demand of Money in Developing Countries: Assessing the role of Financial Innovation”, Journal of Development Economics, Cilt: 46(2), ss. 317-340. Artis, M. J. (1996), “Currency Substitution in European Financial Markets”, P. Mizen and E.J. Pentecost (eds), The Macroeconomics of International Currencies içinde, Edward Elgar Publishing Ltd., UK, 1996. Berg, A. ve Borensztein, E. (2000), “The choice of Exchange rate Regime and Monetary Target in Highly Dollarized Ecnomies”, IMF Working Paper, No. 00/29. Bergstrand, J. and Bundt, T. , 1990. "Currency substitution and monetary autonomy: the foreign demand for US deposits", Journal of International Money and Finance, Cilt: 9, 325-34. 114 Bernanke, B. S. ve Frederic Mishkin (1997), “Inflation Targeting: A New Framework for Monetary Policy?”, NBER Working Paper, No:5893. Bofinger, P. (2001), Monetary Policy Goals, Institutions, Strategies, and Instruments, New York: Oxford University Press. Boyer, R. (1978), “Currency Mobility and Balance of Payments Adjusment”, B.H. Putnam ve D. S. Wilford (Der), The Monetary Approach to International Adjusment, New York: Praeger. Branson, W.H. and D.W. Henderson (1985), “ The specification and influence of asset markets” in: R. W. Jones and P. B. Kenen, (editörler), Handbook of International Economics içinde, Cilt: 2, Amsterdam. Bufman, G. and L. Leiderman (1991), "Currency Substitution Under Nonexpected Utility: Some Empirical Evidence," Journal of Money, Credit, and Banking, Cilt:25, No. 3, ss. 320-335. Bufman, G., ve Leiderman, L. (1992), “ Simulating an optimizing model of currency substitution”, Revista de Analisis Economico, No. 7 (1), ss. 109– 124. Calvo, A. G. (1985), "Currency Substitution and the Real Exchange Rate: The Utility Maximization Approach", Journal of International Money and Finance, Cilt: 4, ss. 175-188. Calvo, A. G. and C. A. Végh (1994), “Inflation Stabilization and Nominal Anchors”, Contemporary Economic Policy, Cilt: 12. Calvo, G. ve C. A. Vegh (1992), “Currency Substitution in developing Countries: An Introduction”, Revista de Analisis Economico, Sayı: 7, No.1, ss. 3-28. 115 Civcir, rfan (1999), “Dollarization and its Long Run Determinants in Turkey”, http://www.ecomod.net/conferences/ecomod2002/papers/civcir.pdf, Eri im Tarihi: 21.04.2004. Civcir, rfan (2003), “Broad Money Demand and Currency Substitution in Turkey”, The Journal of Developing Areas, Cilt: 36, No. 2, ss. 127-44. Clements, Benedict ve Schwartz, Gerd. (1992), “Currency Substitution: The Recent Experience of Bolivia.” IMF Working Paper, No. 92/ 65. Çolak, Ömer F. (2001), Finansal Piyasalar ve Para Politikası, Nobel Yayın, Ankara. Cuddington, J. (1983), "Currency Substitution, Capital Mobility and the Demand for Domestic Money," Journal of International Money and Finance, Vol. 2, pp. 111133. Cuddington, J. (1989), “Review of “Currency Substitution: Theory and Evidence from Latin America”, by V.A. Canto ve G. Nickelsburg”, Journal of Money Credit and Banking, Sayı:21, ss. 267-271. Dean, James W. (2001), “Should Latin America’s common law marriages to the US dolar be Legalized? Should Canada’s?”, Journal of Policy Modelling, Sayı: 23, ss. 291-300. Debelle, Guy (2001), “The Case for Inflation Targeting in East Asian Countries”, Eri im Adresi:http://www.rba.gov.au/PublicationsAndResearch/Conferences/2001/debelle. pdf, Eri im tarihi: 25.01.2005. 116 Demircan. Derya (2003), Para kamesi ve Politik Etkileri, Yayınlanmamı Doktora Tezi, Ankara. Dotsey, M. (1985), “The use of Electronic Funds Transfers to Capture the Effects of Cash Management Practices on The Demand for Demand Deposits”, A Note, Journal of Fiance, Cilt:40 (5), ss. 1493-1503. Doyle, B. M. (2000), “Here, Dollars, Dollars…-Estimating Currency Demand and Worldwide Currency Substitution”, International Finance Discussion Papers, No. 657. Edwards, S. ve Magendzo, I. I. (2001), “Dollarization Inflation and Growth”, NBER Working Paper, No. 8671. Edwards, Sebastian (2001), "Dollarization and Economic Performance: An Empirical Investigation", NBER Working Paper, No. 8274. El-Erian, M. (1988), “Currency Substitution in Egypt and the Yemen Arab Republic: A Comperative Quantitive Analysis”, IMF Staff Papers, Cilt:35, No.1, ss. 85-103. El-Erian, Mohamed. (1988), "Currency Substitution in Egypt and the Yemen Arab Republic: A Comparative Quantitative Analysis", IMF Staff Papers, Cilt: 35, No. 1, ss. 85-103. Elkhaffif, Mahmoud A.T. (2003),“Exchange Rate Policy and Currency Substitution: The Case Africas Emerging Economies”, R&D Management, Sayı:15. Enders, W. (1995), Applied Econometric Time Series, New York: John Wiley & Sons. Engle, Robert F. and C.W.J. Granger (1987), “Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing”, Econometrica, Cilt:55, ss. 251–276. 117 Fasano-Filho, U. (1986), “Currency Substitution and The Demand for Money: The Argentine Case, 1960-1976”, Eri im Adresi: www.jstor.org, Eri im Tarihi: 15.04.2004. Freitas, M. L. (2003), “Currency Substitution and Money Demand in Euroland”, Eri im Adresi:www.ecomod.net/conferences/ecomod2003/ecomod2003_papers/de%20Frei tas, pdf, Eri im Tarihi: 25/04/2004. Frenkel, J. (1982), "United States Inflation and the Dollar", R.E. Hall, (editör)., Inflation: Causes and Effects içinde, Chicago: The University of Chicago Press, ss. 189-210. Giovannini, A. ve B. Turtetboom (1992), “Currency Substitution”, NBER Working Paper, Working Paper No:4232. Girton, L. Roper, D. (1981), “Theory and Implicaitons of International Currency Substitution”, Journal of Money Credit and Banking, Cilt: 13, ss. 12-30. Goldfeld, S.M. (1976), “The Case of Missing Money”, Brookings Papers on Economic Activity, ss. 683-730. Granger, C., and P. Newbold (1974): “Spurious Regressions in Econometrics,” Journal of Econometrics, Cilt: 2, ss. 111—120. Greene (1993), Econometric Analysis, kinci Baskı, New York: Prentice Hall. Guidotti, P.E., and C.A. Vegh (1992), "Currency Substitution and the Optimal Inflation Tax," Economics Letters, Cilt: 42, pp. 65-70. 118 Hercowitz, Z. and E. Sadka (1987), "On Optimal Currency Substitution Policy and Public Finance," A. Razin and E. Sadka (Der.), Economic Policy in Theory and Practice, New York: St. Martin' s Press (içinde). Ho,N.W.(2003), “Currency Substitution And The Case Of Macao” Monetary Authortiy of Macau, Eri im Adresi: http://www.amcm.gov.mo/publication/quarterly/Apr2003/currency_en.pdf, Eri im Tarihi: 25.03.2004. IFS, International Financial Statistics Online Database, www.imf.org. Imrohoroglu, Selahattin (1994), "GMM Estimates of Currency Substitution between the Canadian Dollar and the U.S. Dollar", Journal of Money, Credit and Banking, Ohio State University Press, Cilt: 26(4), ss. 792-807. Imrohoroglu, Selahattin (1996), "International Currency Substitution and Seigniorage in a Simple Model of Money", Economic Inquiry, Cilt: 34, no. 3, ss. 568-78. Ireland, P. (1995), “Endogenous _Financial Innovation and the Demand for Money”, Journal of Money, Credit and Banking,Cilt: 27, ss.106-123. Johansen, S. ve Juselius, K. (1990), “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration- with Applications to Demand for Money”, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol. 52(2), ss.169-210 Kamin, Steven B. and Neil R. Ericsson (1993), “Dollarization in Argentina.” Board of Governors of the Federal Reserve System. International Finance Discussion Papers no. 460. Kaminsky, G.; S. Lizondo ve C. M. Reinhart (1997), “Leading Indicators of Currency Crisis”, IMF Working Paper, No: 97/79. 119 Kareken, J. Ve Wallace, N. (1981), “On the Indeterminacy of Eqilibriun Exchange Rates”, Ouarterly Journal of Economics, Cilt: 96, ss. 207-222. King, R., N. Wallace ve W. E. Weber (1992), “Nonfundemantal Uncertainty and Exchange Rates”, Journal of International Economics, Sayı: 32, ss. 83-109. Leung, S., and Ngo, D.H. (1999) “Dollarization and Financial Sector Developments in Vietnam.” Vietnam and the East Asian Crisis, Edward Elgar Publishing Ltd., UK (içinde). Leventakis, J. A. (1993), “Modeling Money Demand in Open Economies over the Modern Floating Rate Period”, Applied Economics, Cilt: 25(3), ss. 1005-1012. Lewis, M. K., P. D. Mizen (2000), Monetary Economics,New York, Oxford Press. Lieberman, C. (1977), “The Transaction Demand for Money and Technolocigal Change, Review of Economics and Statistics, ss. 307-317. Lin, J. ve C. Wu (2001), “Identifying the Predictors for Financial Crisis Using Gibbs Sampler”, Eri im Adresi:http://econwpa.wustl.edu:8089/eps/em/papers/0306/0306006.pdf, Eri im Tarihi: 7.02.2004. Maccario, A. (2000), “An Emperical Analysis of Currency Substitution Between Italian Lira and Other European Currencies”, Eri im Adresi: http://www.luiss.it/documenti/istituti/isc/review/2000/03/Maccario.pdf, Eri im tarhi: 23.04.2004. Marquez, J., 1987, “Money Demand in Open Economies,” Journal of International Money and Finance, Cilt: 6, ss. 167–78. 120 Marshall, Alfred (1923), Money Credit And Commerce, Reprints of Economic Classics, Augustus M. Kelley, Bookseller, Newyork: 1965. Mckinnon, R. I. (1982), "Currency Substitution And Instability In the World Dollar Standart", American Economic Review, Cilt: 72, No: 3, ss. 320-333. Mckinnon, R. I. (1985) “Direct and Indirect Concepts of Currency Substitution”, The Macroeconomics of International Currencies, (Der.) P. Mizen and E.J. Pentecost, Edward Elgar Publishing Ltd., UK, 1996 (içinde). McNelis, P. and C. Asilis (1992), "A Dynamic Simulation Analysis of Currency Substitution in an Optimizing Framework with Transactions Costs," Revista de Analisis Economico, Cilt: 7, No. 1. Melvin, M. and J. Ladman. (1991), “Coca Dollars and the Dollarization of South America.” Journal of Money,Credit and Banking, no. 23, ss: 752-63. Miles, Marc A. (1978), “Currency Substitution, Flexible Excahnge Rates and Monetary Independence”, The American Economic Review, Cilt:68, No. 63, ss. 428-436. Mishkin, Frederic S., (1997) , “Strategies For Controlling nflation”, NBER Working Paper Series, Working Paper, No. 6122. Frederic S. Mishkin, (1999), "International Capital Movements, Financial Volatility and Financial Instability", NBER Working Papers, No. 6390. Mizen,Paul, Pentecost Eric J. “Dollarization in Transition Economies: Evidence and policy implications.” The Macroeconomics of International Currencies, (Der.) P. Mizen and E.J. Pentecost, Edward Elgar Publishing Ltd., UK, 1996 (içinde). 121 Mongardini, J. ve Mueller, J. (1999), “Ratchet Effects in Currency Substitution: An Application to the Kyrgyz Republic”, IMF Working Paper, Wp/99/102. Mueller, J. (1994), “Dollarisation in Lebanon”, IMF Working Paper, No. 129/94. Özgen, F. Ba kan (2002), Türkiye' de ç Borç Sorunu ve ç Borçların Sınırlandırılması, Dokuz Eylül Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Maliye anabilim dalı Yayınlanmamı Doktora tezi Eri im Adresi: http://web.adu. edu.tr/akademik /fbozgen/yayin/ Doktoratez.pdf, Eri lim Tarihi: 20.04.2004. Paya, Merih, (2002), Para Teorisi ve Para Politikası, 3. Basım, stanbul.: Filiz Kitabevi. Phelps, Edmund S. (1973), “Inflation in the Theory of Public Finance.” Swedish Journal of Economics, Sayı: 75, ss. 67-82. Prock, J., G. A. Soydemir, B. A. Abugri (2003), “Currency Substitution: Evidence From Latin America”, Journal of Policy Modelling,25, ss. 415-430. Quispe-Agnoli, Myriam (2002),”Costs and Benefits of Dollarization”, Latin America Research Group, Eri im Adresi: http://www.frldatlanta.org/filelegecydoes, Eri im Tarihi: 24.02.2004. Ramirez-Rojas, C. L. (1985), “Currency Substitution in Argentina, Mexico and Uruguay”, IMF Staff Papers, Cilt:32, No. 4, ss. 629-667. Ratna, S., Vegh, C. (1995), “Dollarizaiton in Transition Economies”, Finance and Development, Sayı: 32, ss. 36-39. 122 Reding, P. and J. A. Morales (1999), “Currency Substitution and Network Externalities”, University of Namur, XII World Congress of the International Economic Association. Rodriguez, C. A. (1992), “Dollarization in Latin America: Gresham Law in Reverse?”, Erisim adresi: hhtp://www7.cema.edu.ar/publicaciones/download/documentos/81.pdf., Eri im Tarihi:24-02-2004 Rogers, John H. (1990), “Foregin Inflation Transmission under Flexible Exchange Rates and Currency Substitution”, Journal of Money, Credit and Banking, Cilt: 22, No. 2, ss. 195-208. Sahay, R. and Végh, C.A. (1996) “Dollarization in Transition Economies: Evidence and policy implications”, The Macroeconomics of International Currencies, (Der.) P. Mizen and E.J. Pentecost, Edward Elgar Publishing Ltd., UK, 1996 (içinde). Sarajevs, V. (2000), “Econometric Analysis of Currency Substitution: A Case of Latvia”, Bank of Finland Discussion Papers, No. 4. Sargent, T. (1982) "The End of Four Big Inflations", R.E. Hall (ed.) Inflation, Chicago: Chicago University Press/NBER (içinde). Seitz, F. ve H. Reimers (1999), “Currency Substitution: A Theoretical and Empirical Analysis for Europe”, The Manchester School, Cilt: 67, No: 2, ss. 137-153. Selçuk, Faruk (2001), “Seignorage Currrency Substitution and nflation in Turkey”, Russian and East European Finance and Trade, Cilt: 37, No. 6, ss. 41-51. Seyido lu, H. (1999), Uluslararası ktisat: Teori Politika ve Uygulama, Geli tirilmi 13. Basım, stanbul: Güzem Can Yayınları. 123 Seyido lu, H. (2001a), Ekonomi ve letmecilik Terimleri Açıklamalı Sözlük, Gözden Geli tirilmi 2. Basım, stanbul: Güzem Can Yayınları. Sims, Chris (1980), “Macroeconomics and Reality,” Econometrica, Cilt: 48, ss. 1-48. Sriram, S. S. (1999), “Survey of Literature on Demand for Money: Theoretical and Emperical Work with Special Reference to Error-Correction Models”, IMF Working Paper , No. WP/99/64. Sturzenegger, F. (1992), "Currency Substitution and the Regressivity of Inflationary Taxation," Eri im Adresi: http://ideas.repec.org/p/cla/uclawp/656.html, Eri im Tarihi: 25.03.2004. T., Ellis W., D. Tang ve P. Wang (2002), “Nominal and Real Disturbances and Money Demand in Chinese Hyperinflation”, Federal Reserve Bank of Atalanta Working Papers, No. 2002/4. Uribe, M. (1997), “Hysterisis in a Simple Model of Currency Substitution”, Journal of Monetary Economics, Cilt: 40, ss. 185-202. Uygur, E. (2001), “Krizden Krize Türkiye: 2000 Kasım ve 2001 ubat Krizleri”, Türkiye Ekonomi Kurumu Tartı ma Metni, No. 2001/1. Vegh, C.A. (1989a), "The Optimal Inflation Tax in the Presence of Currency Substitution," Journal of Monetary Economics, Cilt: 24, ss. 139-146. Vetlov, I. (2001), “Dollarizaiton in Lithuania: An Econometric Approach”, BOFIT Discussion Papers, No. 1. 124 Viseth, Keam R. (2001), “Currency Substitution and Financial Sector Developments in Cambodia”,Eri imAdresi:http://dspace.anu.edu.au/bitstream/1885/40302/2/0502Vis eth.pdf, Eri im Tarihi: 23.02.2004. Yıldırım, J. (2003), “Currency Substitution and the Demand for Money in Five European Union Countries”, Journal of Applied Economics, Cilt: 7, No. 2, ss. 361383. Internet Adresleri www.dpt.org www.hazine.gov.tr www.imf.org www.tcmb.gov.tr 125 EKLER EK-1 Ek Tablo 1 Para Talebi Modeli VAR Eviews 3.1 Çıktısı Dönem: 1989: 01 2004: 02 Gözlem Sayısı: 181 (Parantez içindeki sayılar sırasıyla standart hata ve hesaplanan t de erleridir.) LNM2P LNGNP LNTUFE USBONO LNM2P(-1) LNGSMH(-1) LNTUFE(-1) LNUSBONO(-1) DIBS(-1) DEPR(-1) C 0,931894 (0,02934) [ 31,7615] 0,010259 (0,00391) [ 2,62116] -0,004536 (0,02131) [-0,21280] 0,018925 (0,01048) [ 1,80601] -0,003216 (0,01024) [-0,31399] -5,85E-05 (0,00011) [-0,53085] 0,298352 (0,19154) [ 1,55766] 0,984894 0,984358 0,268568 R-kare Düzeltilmi R-kare Hata kareleri toplamı Denklem S.H. 0,039864 F-testi 1836,494 Log likelihood 320,9588 Akaike AIC -3,567713 Schwarz SC -3,441614 Ort, Ba ımlı de , 5,166526 S.H. Ba ımlı de , 0,318743 Hata terimi Kovaryans Det. Log Likelihood Akaike Bilgi Kriteri Schwarz Kriteri DIBS Depr 0,066017 (0,12325) [ 0,53564] 0,985082 (0,01644) [ 59,9182] -0,027872 (0,08954) [-0,31129] -0,009035 (0,04402) [-0,20526] 0,052739 (0,04302) [ 1,22588] 0,000117 (0,00046) [ 0,25183] -0,002760 (0,80459) [-0,00343] 0,995294 0,995127 4,739011 0,012984 (0,04173) [ 0,31116] -0,009311 (0,00557) [-1,67267] 0,841914 (0,03031) [ 27,7724] 0,031506 (0,01490) [ 2,11403] 0,062501 (0,01457) [ 4,29091] 0,000809 (0,00016) [ 5,16082] 0,772988 (0,27241) [ 2,83757] 0,971980 0,970985 0,543246 -0,032456 (0,03678) [-0,88237] 0,003240 (0,00491) [ 0,66040] 0,072057 (0,02672) [ 2,69655] 0,992346 (0,01314) [ 75,5388] -0,025600 (0,01284) [-1,99386] -2,13E-05 (0,00014) [-0,15389] -0,217700 (0,24013) [-0,90661] 0,991010 0,990691 0,422103 -0,316851 (0,12302) [-2,57567] 0,037493 (0,01641) [ 2,28484] -0,099990 (0,08937) [-1,11886] 0,080941 (0,04393) [ 1,84229] 0,880752 (0,04294) [ 20,5112] 0,000387 (0,00046) [ 0,83673] 1,750702 (0,80307) [ 2,18001] 0,855687 0,850563 4,721174 -3,820329 (9,86381) [-0,38731] -0,338121 (1,31576) [-0,25698] -25,64024 (7,16575) [-3,57817] 6,962663 (3,52282) [ 1,97645] 12,51754 (3,44305) [ 3,63559] 0,990799 (0,03705) [ 26,7415] 155,8238 (64,3923) [ 2,41991] 0,902443 0,898980 30353,71 0,167456 5957,346 68,35652 -0,697233 -0,571134 13,73620 2,398876 6,07E-10 369,1539 -3,717658 -2,961065 0,056696 977,0530 258,9665 -2,863255 -2,737156 4,181703 0,332845 0,049977 3104,941 281,1699 -3,115567 -2,989468 -3,186909 0,517977 0,167140 167,0108 68,68836 -0,701004 -0,574905 -0,155562 0,432368 13,40178 260,5541 -702,9499 8,067613 8,193711 65,41552 42,16559 126 EK-2 Ek Tablo 2 Para Talebi Modeli Johansen E Bütünle me Testi E-views 3.1 Çıktısı Dönem: 1989: 01 2004: 2 Gözlem Sayısı: 180 Trend varsayımı: Deterministik trend yok (Sınırlandırılmı sabit). Seriler: LNM2P LNGNP LNTUFE LNUSTREBILL LNDIBSR DEPR Gecikme Aralı ı (Birinci farkta): 1 1 Sınırlandırılmamı E bütünle me Rank Testi Tahmin Edilen Özde er z Testi Yüzde 5 Yüzde 1 E bütünle ik Kritik De er Kritik De er Vektör Sayıları Hiçbiri** 0,219106 110,9399 102,14 111,01 En Çok 1 0,136293 67,65957 76,07 84,45 En Çok 2 0,096737 42,01836 53,12 60,16 En Çok 3 0,067518 24,21367 34,91 41,07 En Çok 4 0,041088 11,98023 19,96 24,60 En Çok 5 0,026154 4,637925 9,24 12,97 *(**) hipotezin 5%(1%) anlamlılık düzeyinde reddedildi ini göstermektedir. z testi %5 anlamlılık düzeyinde 1e bütünle ik vektör oldu unu göstermektedir. z testi % 1 anlamlılık düzeyinde 1e bütünle ik vektör olmadı ını göstermektedir. Tahmin Edilen Özde er z Testi Yüzde 5 Yüzde 1 E bütünle ik Kritik De er Kritik De er Vektör Sayıları Hiçbiri** 0,219106 43,28032 40,30 46,82 En Çok 1 0,136293 25,64121 34,40 39,79 En Çok 2 0,096737 17,80469 28,14 33,24 En Çok 3 0,067518 12,23344 22,00 26,81 En Çok 4 0,041088 7,342309 15,67 20,20 En Çok 5 0,026154 4,637925 9,24 12,97 Maksimum Özde er testi % 5 anlamlılık düzeyinde 1 e bütünle ik vektör oldu unu göstermektedir. Maksimum Özde er testi % 1 anlamlılık düzeyinde e bütünle ik vektör olmadı ını göstermektedir. Kısıtlanmamı E bütünle ik Katsayılar ( b' *S11*b=I ile normalize edilmi tir): 1 E bütünle ik Denklem: Log 425.0533 likelihood Nomalle tirilmi E bütünle ik Katsayılar (parantez içindekiler standart hatalardır.) LNM2P LNGNP LNTUFE LNUSBONO LNDIBS DEPR C 1,000000 -0,358548 -8,214999 1,906131 4,929398 0,017725 39,66329 (0,11088) (1,49453) (0,61696) (0,79169) (0,00862) (7,70338) 127 EK-3 Ek Tablo 3 Para Talebi Modeli Farkı Alınmı VAR Eviews 3.1 Çıktısı Dönem: 1989: 01 2004: 04 Gözlem Sayısı: 180 (Parantez içindeki sayılar sırasıyla standart hata ve hesaplanan t de erleridir.) DLNM2P DLNGSMH DLNTUFE DUSBONO DD BS DLNM2P(-1) DDEPR 0,265906 (0,08859) [ 3,00154] DLNGSMH(-1) 0,021988 (0,01830) [ 1,20161] DLNTUFE(-1) 0,071295 (0,05795) [ 1,23029] DUSBONO(-1) 0,047994 (0,05579) [ 0,86021] DD BS(-1) 0,026985 (0,01786) [ 1,51135] DDEPR(-1) -0,000398 (0,00028) [-1,4063] C 0,003273 (0,00315) [ 1,03923] R-kare 0,111525 Düzeltilmi R-kare 0,079794 Hata kareleri 0,251235 toplamı Denklem S.H. 0,038671 F-testi 3,514689 Log likelihood 324,4740 Akaike AIC -3,628275 Schwarz SC -3,501683 Ort, Ba ımlı de , 0,004653 0,911546 (0,37535) [ 2,42855] -0,056151 (0,07753) [-0,72425] 0,462088 (0,24553) [ 1,88203] 0,336997 (0,23639) [ 1,42558] 0,039570 (0,07565) [ 0,52307] 0,000241 (0,00120) [ 0,20121] 0,051421 (0,01334) [ 3,85333] 0,059916 0,026342 4,509991 0,068645 (0,12953) [ 0,52996] -0,006637 (0,02675) [-0,24808] 0,284168 (0,08473) [ 3,35384] -0,046919 (0,08158) [-0,57515] 0,015966 (0,02611) [ 0,61156] 0,001501 (0,00041) [ 3,63057] -0,004120 (0,00461) [-0,89472] 0,278336 0,252562 0,537087 -0,063675 (0,10707) [-0,59472] -0,009456 (0,02212) [-0,42757] 0,021639 (0,07004) [ 0,30897] 0,447049 (0,06743) [ 6,62972] -0,067414 (0,02158) [-3,12401] 0,000243 (0,00034) [ 0,71020] -0,006338 (0,00381) [-1,66497] 0,240688 0,213570 0,366965 -0,640935 (0,37041) [-1,73033] 0,032666 (0,07651) [ 0,42694] -0,717971 (0,24230) [-2,96315] 0,039746 (0,23329) [ 0,17038] 0,061070 (0,07466) [ 0,81802] 0,004426 (0,00118) [ 3,74276] -0,002740 (0,01317) [-0,20804] 0,142699 0,112081 4,392216 -4,213476 (29,5536) [-0,14257] -1,885262 (6,10449) [-0,30883] -69,40740 (19,3321) [-3,59027] -11,31479 (18,6129) [-0,60790] 0,249690 (5,95649) [ 0,04192] 0,545371 (0,09436) [ 5,77971] -0,591901 (1,05071) [-0,56333] 0,196013 0,167300 27959,79 0,163845 1,784578 71,80370 -0,740614 -0,614022 0,046242 0,056542 10,79921 257,9941 -2,868504 -2,741913 -0,005796 0,046737 8,875478 291,3224 -3,249398 -3,122807 -0,012603 0,161691 4,660637 74,11908 -0,767075 -0,640484 -0,003357 12,90067 6,826448 -692,2662 7,991614 8,118205 -0,467979 Ba ımlı S.H. 0,040313 Hata terimi Kovaryans Det. Log Likelihood Akaike Bilgi Kriteri Schwarz Kriteri 0,166047 4,56E-10 392,0211 -4,000241 -3,240693 0,065400 0,052702 0,171593 14,13735 128 EK-4 EK Tablo 4 Para kamesi Modeli VAR E-views 3.1 Çıktısı Dönem: 1989: 01 2004: 04 Gözlem Sayısı: 181 (Parantez içindeki sayılar sırasıyla standart hata ve hesaplanan t de erleridir.) LNDTHM2 Eurodollar Mevfaiz LNTüfe LNDTHM2(-1) 0,985028 0,003118 0,038242 -0,023866 (0,01311) (0,01135) (0,02442) (0,01331) (75,1127) (0,27473) (1,56617) (-1,79270) Eurodollar(-1) -0,005536 0,992378 0,035493 0,005139 (0,01302) (0,01126) (0,02424) (0,01321) (-0,42527) (88,1057) (1,46446) (0,38891) Mevfaiz(-1) -0,020410 -0,046384 0,847767 0,090548 (0,02506) (0,02168) (0,04665) (0,02544) (-0,81462) (-2,13947) (18,1727) (3,55999) LNTüfe(-1) 0,015245 0,077942 0,035353 0,961529 (0,02083) (0,01802) (0,03878) (0,02114) (0,73190) (4,32455) (0,91160) (45,4737) Krizler(-1) 0,009006 0,013500 0,051735 0,032909 (0,01673) (0,01447) (0,03114) (0,01698) (0,53844) (0,93276) (1,66127) (1,93819) C 0,029164 -0,134027 0,436275 -0,240525 (0,08573) (0,07418) (0,15962) (0,08703) (0,34018) (-1,80672) (2,73316) (-2,76370) R-kare 0,983290 0,990223 0,824296 0,966858 Düzeltilmi R0,982799 0,989935 0,819128 0,965883 kare Hata kareleri 0,623495 0,466835 2,161492 0,642550 toplamı Denklem S.H. 0,060561 0,052403 0,112759 0,061479 F-testi 2000,739 3443,495 159,5072 991,8737 Log likelihood 246,8419 272,3060 137,4391 244,1928 Akaike AIC -2,736840 -3,026204 -1,493626 -2,706736 Schwarz SC -2,628756 -2,918120 -1,385542 -2,598651 Ort. Ba ımlı de . -0,310977 1,497840 4,165335 4,181703 S.H. Ba ımlı de . 0,461756 0,522344 0,265135 0,332845 Hata terimi Kovaryans Det. 2,86E-11 Log Likelihood 887,6352 Akaike Bilgi Kriteri -9,745855 Schwarz Kriteri -9,205431 129 Krizler 0,023803 (0,06033) (0,39452) 0,063646 (0,05989) (1,06276) 0,173456 (0,11527) (1,50475) -0,157091 (0,09583) (-1,63930) 0,297802 (0,07695) (3,87000) -0,086144 (0,39442) (-0,21840) 0,140674 0,115399 13,19750 0,278626 5,565873 -21,77297 0,315602 0,423687 0,096591 0,296243 EK-5 Ek Tablo 5 Para kamesi Modeli Johansen E Bütünle me Testi E-views 3.1 Çıktısı Dönem: 1989: 01 2004: 2 Gözlem Sayısı: 180 Trend varsayımı: Deterministik trend yok (Sınırlandırılmı sabit). Seriler: LNDTHM2 EURODOLAR MEVFAIZ LNTUFE KRIZLER Gecikme Aralı ı (Birinci farkta): 1 1 Sınırlandırılmamı E bütünle me Rank Testi Tahmin Edilen Özde er z Testi Yüzde 5 Yüzde 1 E bütünle ik Kritik De er Kritik Vektör Sayıları De er None * 0.2037 88.8305 76.9728 0.0047 At most 1 0.1500 48.9584 54.0790 0.1324 At most 2 0.0587 20.5183 35.1928 0.6937 At most 3 0.0358 9.9237 20.2618 0.6473 At most 4 0.0201 3.5473 9.1645 0.4837 *(**) hipotezin 5%(1%) anlamlılık düzeyinde reddedildi ini göstermektedir. z testi %5 anlamlılık düzeyinde 1e bütünle ik vektör oldu unu göstermektedir. Tahmin Edilen Özde er z Testi Yüzde 5 Yüzde 1 E bütünle ik Kritik De er Kritik Vektör Sayıları De er None * 0.2037 39.872 34.806 0.0114 At most 1 0.1500 28.440 28.588 0.0522 At most 2 0.0587 10.595 22.299 0.7861 At most 3 0.0358 6.3763 15.892 0.7446 At most 4 0.0201 3.5473 9.1645 0.4837 *(**) hipotezin 5%(1%) anlamlılık düzeyinde reddedildi ini göstermektedir. Maksimum Özde er testi % 5 anlamlılık düzeyinde 1 e bütünle ik vektör oldu unu göstermektedir. Kısıtlanmamı E bütünle ik Katsayılar ( b' *S11*b=I ile normalize edilmi tir): 1 Log likelihood 923.6412 E bütünle ik Denklem: Nomalle tirilmi E bütünle ik Katsayılar (parantez içindekiler standart hatalardır.) LNDTHM2 1 EURODOLAR 0.9368 (1.4392) MEVFAIZ 6.2648 (3.5345) 130 LNTUFE -5.6221 (3.0243) KRIZLER -18.7227 (2.9080) C -1.4931 (11.4808) EK-6 EK Tablo 6 Para kamesi Modeli Farkı Alınmı VAR E-views 3.1 Çıktısı Dönem: 1989: 01 2004: 02 Gözlem Sayısı: 180 (Parantez içindeki sayılar sırasıyla standart hata ve hesaplanan t de erleridir.) DLNDTHM2 DEurodollar DMevfaiz DLNTüfe DLNDTHM2(-1) 0,240297 0,031880 0,613952 0,141757 (0,07535) (0,06964) (0,14406) (0,07461) [ 3,18925] [ 0,45778] [ 4,26171] [ 1,89998] DEurodollar(-1) -0,119692 0,285384 -0,101227 -0,056500 (0,08081) (0,07469) (0,15451) (0,08002) [-1,48118] [ 3,82097] [-0,65516] [-0,70608] DMevfaiz(-1) -0,114385 -0,022612 -0,116481 0,014170 (0,04080) (0,03771) (0,07800) (0,04040) [-2,80382] [-0,59968] [-1,49330] [ 0,35077] DLNTüfe(-1) -0,088180 0,022232 -0,241831 0,400674 (0,06982) (0,06453) (0,13349) (0,06914) [-1,26301] [ 0,34452] [-1,81158] [ 5,79552] Krizler(-1) 0,011399 0,003368 0,022491 0,032186 (0,01580) (0,01460) (0,03020) (0,01564) [ 0,72169] [ 0,23070] [ 0,74474] [ 2,05783] C 0,000671 -0,009393 -0,012069 -0,008245 (0,00477) (0,00441) (0,00912) (0,00472) [ 0,14065] [-2,12994] [-1,32300] [-1,74505] R-kare 0,108643 0,081629 0,112624 0,255925 Düzeltilmi R-kare 0,082271 0,054458 0,086370 0,233911 Hata kareleri toplamı 0,564755 0,482455 2,064616 0,553766 Denklem S.H. 0,057808 0,053430 0,110529 0,057243 F-testi 4,119701 3,004294 4,289816 11,62551 Log likelihood 253,5988 267,3804 140,1719 255,3182 Akaike AIC -2,829700 -2,987205 -1,533393 -2,849350 Schwarz SC -2,721193 -2,878698 -1,424886 -2,740843 Ort. Ba ımlı de . 0,005363 -0,012465 -0,003749 -0,005796 S.H. Ba ımlı de . 0,060343 0,054947 0,115635 0,065400 Hata terimi Kovaryans Det. 2,35E-11 Log Likelihood 899,7819 Akaike Bilgi Kriteri -9,940365 Schwarz Kriteri -9,397830 131 Krizler 0,163474 (0,36718) [ 0,44521] 0,001717 (0,39380) [ 0,00436] -0,172769 (0,19881) [-0,86901] 0,029935 (0,34024) [ 0,08798] 0,362972 (0,07697) [ 4,71553] 0,060625 (0,02325) [ 2,60733] 0,126153 0,100299 13,41231 0,281714 4,879531 -23,56057 0,337835 0,446342 0,097143 0,297002
