Davranışsal Model Sonuçları

İlk davranışsal model olan özel tüketim harcamaları modeli için tahmin sonuçları Tablo 3.2’te yer almaktadır. Tablo 3.2’teki sonuçlara göre, modelde yer alan tüm değişkenler %5 önem düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bulunmuştur.

Ayrıca değişkenler için tahmin edilen katsayıların işaretleri teorik beklentileri karşılamaktadır. Bu sonuçlara göre, GSYİH ve reel döviz kurunun artması özel tüketim harcamalarını arttırırken, reel mevduat faiz oranının artması özel tüketim harcamalarını azaltmaktadır. Özel tüketim harcamaları değişkeninin bir gecikmeli değeri 0.368 olarak tahmin edilmiştir. Bu sonuç ise özel tüketim harcamaları üzerinde atalet etkisinin çok yüksek olmadığı anlamına gelmektedir. Zımni volatilite endeksi için elde edilen katsayı tahmini gerek iktisadi gerekse istatistiksel beklentileri karşılamadığı için modelden dışlanmıştır. Bu sonuç riskin tüketim harcamaları üzerinde bir etkisi olmadığını göstermektedir.

112

Tablo 3.2’nin alt panelinde yer alan istatistiklere göre, oluşturduğumuz davranışsal denklemin özel tüketim harcamalarının %98’ini açıkladığını göstermektedir. Ayrıca modelin hata terimleri ile ilgili testler sonucunda varsayımsal bir sorun olmadığı belirlenmiştir.¹⁷

Tablo 3.2: Özel Tüketim Harcamaları Modeli Bağımlı Değişken: ln(ÖTHt)

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit 3.871 0.490 [0.000]

Not: Tablo’da Düz-R², Düzeltilmiş R² değerini göstermektedir. J-B F-ist, sıfır hipotezin hatalar normal dağılmaktadır şeklinde kurulduğu Jarque-Bera normallik testini; J-ist sıfır hipotezin aşırı tanımlama hatası yoktur şeklinde kurulan aşırı tanımlama istatistiğini belirtmektedir. Q(4) ve Q2(4) hata terimleri ve hata terimlerinin kareleri otokorelasyon testini, D-W ist ise Durbin-Watson istatistiğini göstermektedir.

Özel sabit sermaye yatırımları için tahmin edilen model sonuçları Tablo 3.3’te yer almaktadır. Modelde yer alan tüm değişkenler (kamu yatırımları dışında) %5 önem düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bulunmuştur. Özel sabit sermaye yatırımları modelinde 2008 yılının ilk çeyreğinde yapısal kırılma belirlenmiş ve bu nedenle modele kukla değişken eklenmiştir. Beklentilere uygun şekilde GSYİH ve reel döviz kurunun artması özel sabit sermaye yatırımlarını arttırırken, reel yatırım faiz oranları özel sabit sermaye yatırımlarını olumsuz yönde etkileyerek azaltmaktadır. Kamu yatırımlarının bir gecikmeli değeri için parametre tahmini pozitif fakat istatistiksel olarak anlamsız bulunması Türkiye ekonomisi açısından kamu yatırımlarının özel yatırımları dışlama etkisinin olmadığı anlamına gelmektedir.

17 Model parametreleri tahmin edilirken Newey ve West tarafından önerilen varyans kovaryans matrisi kullanılarak değişen varyans ve otokorelasyon durumu için geçerli standart hata tahminleri elde edilmiştir.

113

Modelde kullanılan bağımsız değişkenlerin özel sabit sermaye yatırımlarındaki değişimin %95’ini açıklayabildiği belirlenmiştir. Modelden elde edilen hata terimleri için yapılan testler sonucunda varsayımsal bir sorun tespit edilememiştir.

Tablo 3.3: Özel Sabit Sermaye Yatırımları Modeli Bağımlı Değişken: ln(ÖYt)

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit -1.950 1.317 [0.150]

Not: Açıklamalar için Tablo 3.2’ye bakınız.

Toplam ihracat için model sonuçları Tablo 3.4’te gösterilmiştir. İlk olarak dış ticaret hadleri değişkeni istatistiksel olarak anlamsız bulunmuş ve ayrıca katsayı tahmini teorik beklentileri karşılamamaktadır. Bu nedenle nihai modelden dış ticaret hadleri değişkeni çıkarılmıştır. İkinci olarak, modelde dış dünya GSYİH değeri olarak gelişmiş ülkelere ait GSYİH, yüksek gelirli ülkelere ait GSYİH, ABD GSYİH ve Avrupa ile Orta Asya için hesaplanan GSYİH değişkenleri ayrı ayrı olarak model tahminlerinden dikkate alınmıştır. Modelin açıklama gücünü en fazla arttıran değişken Avrupa ile Orta Asya için hesaplanan GSYİH değişkeni olarak belirlenmiş ve bu nedenle modellerde dış dünya GSYİH değişkeni olarak söz konusu değişken dikkate alınmıştır.¹⁸

18Bu sonuç beklentiler ile uyumludur çünkü TÜİK’in 2012 yılı verilerine göre toplam ihracatın %76’sı Avrupa ve Orta Asya ülkelerine yapılmıştır.

114

Tablo 3.4’teki sonuçlara dış dünya GSYİH’sinin artması beklentilere uygun şekilde toplam ihracatı arttırmaktadır. Diğer taraftan reel kurun değer kazanması (Türkiye’de üretilen ürünlerin fiyatlarının göreli olarak artması) toplam ihracatı azaltmakta ve bu sonuç teorik beklentileri karşılamaktadır. İhracat değişkeninin bir gecikmeli değeri için katsayı tahmininin sıfıra yakın bir değer olarak elde edilmesi toplam mal ihracatında atalet etkisinin çok yüksek olmadığı anlamına gelmektedir.

Ayrıca modelden elde edilen hata terimleri için varsayımsal testler yapılmış ve %1 önem düzeyinde normal dağılım dışında bir sorun belirlenmemiştir.

Tablo 3.4: İhracat Modeli Bağımlı Değişken: ln(İHRt)

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit -1.704 1.275 [0.190]

ln(GSYİH_Dt) 1.053 0.230 [0.000]

ln(RDKt) -0.207 0.061 [0.001]

ln(DTHt) - - -

ln(İHRt-1) 0.243 0.224 [0.286]

Düz-R² = 0.929 J-ist = 5.903 [0.315]

J-B: F-ist = 0.886 [0.641] Q2(4) = 5.898 [0.207]

D-W ist = 1.559 Q(4) = 3.694 [0.449]

Not: Açıklamalar için Tablo 3.2’ye bakınız.

Toplam ithalat için sonuçlar Tablo 3.5’te yer almaktadır. Her ne kadar dış ticaret hadleri ve yurtiçi kredi hacmi değişkenleri teorik modelde yer almasına rağmen, söz konusu değişkenler istatistiksel olarak anlamlı bulunamamış ve ayrıca katsayı tahminleri teorik beklentiler ile uyumlu çıkmamıştır. Bu nedenle her iki değişkende nihai modelden dışlanmıştır. Bu bilgiler ışığı altında, GSYİH ve reel döviz kuru değişkenleri istatistiksel olarak anlamlı bulunmuş ve katsayı tahminleri teorik beklentileri karşılamaktadır. Şöyle ki, gerek yurtiçi hasılanın artması gerekse reel döviz kurunun değer kazanması (yurtiçinde üretilen ürünlerin fiyatlarının göreli olarak artması) ithalatı olumlu yönde etkileyerek arttırmaktadır. Bunun yanı sıra ithalat modelinde 2008 yılında yapısal kırılma tespit edilmiş ve yapısal kırılmanın model tahminleri üzerindeki etkisini dikkate alabilmek için modele kukla değişken

115

eklenmiştir. Kukla değişkenin katsayısı negatif ve istatistiksel olarak anlamlı bulunmuştur. Bu sonuç ise, toplam ithalatın 2008 yılı sonrasında azaldığını göstermektedir. Ayrıca, hata terimleri için varsayımsal testler yapılmış ve %1 önem düzeyinde varsayımsal bir soruna rastlanamamıştır.

Tablo 3.5: İthalat Modeli Bağımlı Değişken: ln(İTHt)

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit -2.898 1.352 [0.039]

Kukla2008Q1 -0.0066 0.013 [0.000]

Düz-R² = 0.939 J-ist = 2.487 [0.477]

J-B: F-ist = 3.828 [0.147] Q2(4) = 3.087 [0.543]

D-W ist = 2.396 Q(4) = 9.473 [0.050]

Not: Açıklamalar için Tablo 3.2’ye bakınız.

Tüketici fiyat endeksi için tahmin sonuçları Tablo 3.6’da yer almaktadır. Bu sonuçlara göre; tüm değişkenler %10 önem düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bulunmuştur. Parametre tahminlerine göre; GSYİH’nin potansiyel değerinin üzerinde olması diğer bir ifadeyle üretilen mal ve hizmet miktarının beklenen değerinden daha fazla olması enflasyonu arttırıcı bir etki yaratmakta ve bu durum teorik beklentileri karşılamaktadır. Benzer şekilde; nominal döviz kuru, politika faiz oranı, para arzı ve petrol fiyatlarındaki artış tüketici fiyat endeksini arttırıcı yönde etki yapmakta ve bu sonuç teorik beklentiler ile uyumludur. TÜFE değişkeninin bir gecikmeli değeri için parametre tahmini 0.850 olarak bulunmuş ve bu değerin bire yakın olması enflasyon oranında atalet etkisinin yüksek olduğu anlamına gelmektedir. Son olarak 2008 yılının son çeyreğinde yapısal kırılma tespit edilmiş ve söz konusu kırılmanın etkisini bertaraf edebilmek için modele kukla değişken eklemiştir. Kukla değişkenlerin parametre tahmini istatistiksel olarak anlamlı bulunmuştur.

116 Tablo 3.6: Enflasyon Modeli

Bağımlı Değişken: ln(TÜFEt)

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit 0.063 0.184 [0.733]

Çalışmada dikkate alınan bir diğer yapısal model politika faiz oranı olan gecelik faiz oranları ile ilgili modeldir ve sonuçlar Tablo 3.7’de yer almaktadır. Taylor kuralına bağlı olarak TCMB’nin politika faiz oranlarını bir kurala bağlı olarak belirleyip belirlemediği model sonuçlarında görülmektedir. Öncelikle reel döviz kuru dışında modelde yer alan tüm değişkenlerin istatistiksel olarak anlamlı bulunması politika faiz oranının enflasyon ve çıktı açığına bağlı olarak değiştiği anlamına gelmektedir. Beklentilere uygun şekilde enflasyon ve çıktı açığı değişkenlerinin katsayıları pozitif olarak bulunmuştur. Enflasyon oranı için elde edilen parametre tahmin değerinin çıktı açığından daha büyük olması, TCMB’nin politika faiz oranlarını belirlerken enflasyona daha fazla önem verdiğini göstermektedir. 2002 yılından itibaren TCMB’nin enflasyon hedeflemesi politikasını benimsediği göz önünde bulundurulursa bu sonuç beklentileri karşılar niteliktedir. Reel döviz kurunun parametre tahmini negatif olarak belirlenmiş fakat istatistik olarak anlamlı değildir ve bu sonuç TCMB’nin politika faiz oranını belirlerken kur değişimlerini enflasyon ve çıktı açığı kadar dikkate almadığı anlamına gelmektedir.

117 Tablo 3.7: Gecelik Faiz Oranı Modeli Bağımlı Değişken: Faizt

G

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit -0.011 0.003 [0.003] modellenmiş ve sonuçlar Tablo 3.8 ile Tablo 3.9’da gösterilmiştir. Bu sonuçlara göre, politika faiz oranının mevduat ve yatırım faiz oranları üzerindeki etkisi istatistiksel olarak anlamlı bulunmuş ve bu sonuç politika faiz oranının mevduat ve yatırım faiz oranlarını etkilediği anlamına gelmektedir.

Tablo 3.8: Mevduat Faiz Oranı Modeli Bağımlı Değişken: FaiztM

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit 0.055 0.020 [0.011]

118 Tablo 3.9: Yatırım Faiz Oranı Modeli Bağımlı Değişken: Faizt

Y

Bağımsız Değişkenler Katsayılar Std. Hata Prob.

Sabit 0.028 0.009 [0.005]

Faizt

G 0.315 0.150 [0.043]

Faizt-1

Y 0.570 0.140 [0.000]

Düz-R² = 0.935 J-ist = 4.855 [0.088]

J-B: F-ist = 11.552 [0.003] Q2(4) = 0.710 [0.950]

D-W ist = 1.703 Q(4) = 1.660 [0.798]

Not: Açıklamalar için Tablo 3.2’ye bakınız.

Senaryo analizine geçmeden önce tahmin ettiğimiz davranışsal modellerin gerçek değerleri ne derecede başarılı bir şekilde öngördüğünü ele almamız gerekmektedir. Çünkü davranışsal modeller makroekonomik değişkenleri ele alınan dönem içinde iyi bir şekilde öngörememişse senaryo analizine dayanan çalışmalarda başarısız sonuçlar verebilecektir. Bu amaçla tüm davranışsal denklemler ve özdeşlikler birlikte ele alınarak özel tüketim harcamaları, özel yatırım harcamaları, toplam ihracat, toplam ithalat, para talebi, tüketici fiyat endeksi, gecelik faiz oranı ve GSYİH değerleri için modellerden elde edilen tahmin değerleri belirlenmiştir.

Sonuçlar Şekil 3.1’de gösterilmiştir. Bu sonuçlara göre gerçek değerler ile modellerden elde ettiğimiz tahmin değerlerinin birbirine oldukça yakın olduğu görülmekte ve bu durum oluşturduğumuz modellerin makroekonomik değişkenleri tahmin etmede başarılı olduğu anlamına gelmektedir. Bu nedenle davranışsal modellerin kalibrasyonunun iyi olduğu söylenebilir.

119

Şekil 3.1: Davranışsal Modellerden Elde Edilen Tahmin Değerleri

80

Davranışsal modeller tahmin edildikten sonra farklı döviz kuru değerlerine göre senaryo analizleri gerçekleştirilecektir. Bu aşamada Türkiye’de 2003 yılından itibaren farklı bir döviz kuru politikası uygulanmış olsa idi şu anda temel makroekonomik büyüklükler ne durumda olurdu sorusuna cevap aranacaktır. Bu nedenle senaryo analizinde 2003 yılından itibaren farklı döviz kuru politikalarına göre makroekonomik büyülüklerdeki değişiklikler incelenecektir.

Birinci ve ikinci bölümde TCMB tarafından uygulanan enflasyon hedeflemesi programı ile 2003 yılından itibaren TL’nin aşırı değerlendiği belirlenmişti ve bazı dönemlerde TL’nin aşırı değerlenme oranının %12’ye kadar yükseldiği