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
Download