Ball Model

Ball (2000), aktörlerin optimal tek değişkenli ve rasyonele yakın beklentilere sahip olduğu varsayımı altında bir model sunmaktadır (near-rational model). Yani bireyler tek değişkenli enflasyon tahmini yaparken, geçmiş enflasyon bilgisini optimal olarak kullanmaktadır. Diğer değişkenleri bu süreçte bireyler ihmal etmektedir. Ona göre rasyonel beklentileri esas alan yapışkan-fiyat modelleri ABD enflasyonundaki enflasyon direncini tespit edememektedir. Ayrıca geçmişe dönük beklentileri esas alan modellerin de cari enflasyon oranını yakaladığını; ancak diğer parasal rejimlere uygun olmayacağını ifade etmektedir.

Ball (2000), analizini ABD enflasyon verilerini ikiye ayırarak yapmaktadır: İlki 1960 sonrası ABD’de yüksek dirençli enflasyon verileri. İkincisi ise 1879-1914 arası, yani enflasyonun dirençli olmadığı dönem olarak incelemektedir. Modeli iki dönem için de tutarlı bir sonuç vermektedir. Ancak, rasyonel beklentiler ve geçmişe dönük beklentileri içeren modellerle verileri sınadığında ise, modellerin en az bir dönemde başarısız sonuç verdiğini gözlemlemektedir. Kısaca: Ball, mükemmel rasyonelden daha az beklenti (less-than-fully- rational) varsayan bir model daha başarılı sonuç vermektedir.

Ball (2000:7) da geçmişe dönük beklentilerin rasyonele yakın (near-rational) beklentilere ampirik olarak da daha uygun olacağını öne sürmektedir. Ancak, Lucas Kritiği nedeniyle geçmişe dönük beklentilerin esas alınarak para politikası rejimlerini karşılaştırmanın tehlikeli olabileceğini ifade etmektedir. Ancak, rasyonel beklentilerin cari rejim tahmininde gerçekçi olamayacağını öne sürmektedir.

Bu sebeplerden dolayı Ball (2000) beklentilerin farklı modellemesi gerektiğini öne sürmektedir. Önerdiği model optimal tek değişkenli beklentileridir. Önermesine, doğru rasyonel beklentiler modeline yakın beklentilerin ne olması gerektiği sorusuyla başlamaktadır.

Aktörlerin enflasyon tahmininde, optimal tek değişkenli öngörüler yaptığı varsayılmaktadır. Aktörler çıktı ve faiz oranı gibi diğer değişkenleri ihmal etmektedir. Aktörlerin derpişleri (öngörüleri) optimaldir: enflasyon ile ilgili verileri en iyi şekilde değerlendirmektedirler.

Ball (2000) optimal tek değişkenli öngörülerin birçok parasal rejim için beklentilerin rasyonele yakın olduğu bir formda olduğunu öne sürmektedir. Geçmişe dönük beklentilerin

ise eğer enflasyon yüksek dirençli ise rasyonele yakın olacağını öne sürmektedir. Ball modelinde aralıklı uyarlama varsayımından yararlanmaktadır.

*

t t t

p = p +vy , v>0 (2.67)

*

t

p burada her firmanın arzu edilen nominal fiyatını göstermektedir. p_t ise fiyatlar genel düzeyidir. y_t ise toplam çıktıdır. Taylor (1979) ve Roberts (1995)’ı takiben

(

* *

)

1

1 2

t t t t

x = p +E p₊ eşitliği varsayılmaktadır. E_t burada t zamanında beklentisini göstermektedir. x_t ise t ve t+1 dönemi için firmalarca belirlenen fiyattır. Firma, t zamanında ekonominin genel durumunu gözlemledikten sonra fiyatı seçmektedir.

Ball (2000) fiyat belirleme aralıklıdır böylece aşağıdaki gibidir:

(

1

)

1 2

t t t

p = x +x₋ (2.68)

Roberts (1995)’ı takiben enflasyon oranını π_t = p_t−p_t−1 hesaplamaktadır:

(

1 1

)

(

1 1 1

)

1 2 2 t t t t t t t t t t t t v E E y E y y E y π = π₊ + ₋π + + ₊ + ₋ + ₋ + (2.69) ε

ε_t modelde açıklanmayan enflasyon şoklarıdır. ε_t serisel olarak y_t ile korelasyon göstermemektedir. Eşitlik (2.69), aynı zamanda yeni Keynesyen Phillips eğrisinin bir başka versiyonudur. Enflasyon, (2.69)’da cari ve gelecek dönemde beklenen enflasyon ve çıktı terimlerine bağlıdır. (2.69) eşitliği Roberts (1995)’ın (2.8) eşitliğine çok benzemektedir. Ancak Roberts eşitliği farklı yapmaktadır. Roberts E_t−1π_t terimini π_t+ ile değiştirmektedir. u_t

t

u burada beklenti hatasıdır: (u_t =E_t−1π π_t− ). w oranında firma (yapışkan fiyat sektörü) Ball _t (2000) ile çeşitli işlemler sonucu aşağıdaki ifade elde edilmektedir:

1 1 (1 ) t t t t t t t w v E vE y y w π = ₋π + ₋ + − + ε (2.70)

Başka bir deyişle, ekonomideki aktörler gelecek enflasyonu tahmin etmek için geçmiş bilgiyi değerlendirirken, diğer başka bir bilgi kullanmamaktadır ve aynı zamanda rasyoneldirler.

Hatırlanacağı gibi Roberts da beklentilerin tam olarak rasyonel olmadığını varsayıyordu. Berument ve Şahin (2008) de ekonomide aktörlerin beklentilerinde bir önyargı olabileceği, dolayısıyla beklenti anketlerin hatalı sonuçlara götürebileceğini ifade eden çalışmalara değinilmektedir. Şahin (2005b) de rasyonel beklentileri eleştiren görüşleri kısaca özetlemektedir.

Estrella ve Fuhrer (2002: 1027) rasyonel beklentileri esas alan çalışmaları gerçeklik dinamiklerini (counterfactual dynamics) göz ardı etmesi nedeniyle eleştirmektedir. Ona göre geçmişe dönük beklentileri esas alan ya da hibrit modeller daha uygun olabilecektir.

Us (2003: 5-35) çalışması, Ball (2000) çalışmasının önerdiği varsayımlar ve yöntemleri kullanarak Türkiye üzerine bir deneme yapmaktadır. Enflasyon direncini, çıktı ve enflasyon arası ilişkiyi incelemektedir. Ancak, beklentilerin rasyonel olmayabileceği varsayımını kullanmaktadır. Us, bekletilerin rasyonel olmayabileceğini; çünkü bu teorinin aktörlerin maliyetsiz biçimde ekonominin genel durumundan haberdar olduğunu varsaydığını ifade etmektedir. Halbuki, örneğin Türkiye’de bilgiye ulaşım maliyetli ve son derece zordur. Örneğin TÜİK, fiyatlar genel endeksinin hesaplamasında maddelerin endeks içindeki ağırlıkları konusunda kamuya bilgi vermemektedir. Ayrıca ekonomideki spekülatif hareketler konusunda da bilgi asimetrisi söz konusudur.

Us (2003) çalışması Ball (2000)’da olduğu gibi aktörlerin sadece tek değişkenli enflasyon bilgisini optimal kullandığını varsaymaktadır. Bu anlamda, aktörler ekonomideki diğer bilgileri kullanmamaktadır. Bu beklenti varsayımı da, beklentileri rasyonele yakın varsayılmaktadır. Us (2003)’da geçmişe dönük beklentilerin sadece enflasyonun yüksek dirençli olduğu durumlarda rasyonele yakın olacağını vurgulamaktadır.

Peker ve Tutuş (1999) Türkiye’de enflasyon beklentilerinin rasyonel olmadığını öne sürmektedir. Ayrıca fiyat belirleme modellerinde beklentiler rasyonel alınırsa, aşağıdaki gibi bir ifadeye ulaşılır. Phillips eğrisi yardımıyla Us (2003) bunu göstermektedir.

1 1 (1 ) t t t t t t t w v E vE y y w π = ₋π + ₋ + − + ε t t t t t v y u w π =π + + + ε (2.71) 1 ( 1 ) t t t t t t t u =E₋π π− +v E y₋ −y 0 v y_{t t} u_t w ε = + +

Eşitlik (2.71)’in tahmininde v=0 olacaktır. Eşitliğin v>0 varsaymının tersi bir duruma işaret etmektedir. Yani Us (2003) ve Ball (2000)’a göre modeli rasyonel beklentiler varsayımı altında kurmak anlamsızdır.

Us (2003) optimal tek değişkenli beklentileri otoregresif bir eşitlikle incelemektedir. Phillips eğrisindeki içsel enflasyon direncini Türkiye için ölçmektedir. 1990-1993 ve 1995- 1999 olmak üzere iki döneme ayırmaktadır. Böylece, Nisan 1994 istikrar programının etkileri

gözlemlenebilmektedir. Ancak, enflasyon için özel imalat fiyat endeksinden (aylık, mevsimellikten arındırılmış logaritmik birinci fark) yararlanmaktadır.

Ball (2000) gibi Us (2003) da (2.72) ve (2.73) eşitliklerinden yararlanmakta ve aşağıdaki Phillips eğrisi modelini kullanmaktadır:

(

)

1 1 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 6 6 7 7 1 t t t t t t t t t t w p v y y y y y y y vy w π − π ₋ = β ₋ +β ₋ +β ₋ +β ₋ +β ₋ +β ₋ +β ₋ + − (2.72)

(

)

1 1 2 2 3 3 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 1 t t t t t t t t t t p p p w v y y y y y vy w π π π π β β β β β − − − − − − − − − − − = − + + + + + (2.73) İki ifadede E_t−1π_t = p₁π_t−1 1 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 6 6 7 7 t t t t t t t t t E Y₋ =βY₋ +βY₋ +βY₋ +βY₋ +βY₋ +βY₋ +βY₋

İkinci dönem için ise (2.74) ve (2.75) gösterimlerini kullanmaktadır:

1 1 1 2 2 3 3 t t t t t E₋π = pπ₋ +pπ₋ +pπ₋ (2.74) 1 1 1 2 2 3 3 4 4 5 5 t t t t t t t E Y₋ =βY₋ +βY₋ +βY₋ +βY₋ +βY₋ (2.75) Eşitlikleri yerlerine yerleştirilmekte ve _t E_{t 1 t} vE y_{t 1 t} 1 wy_{t t}

w

π − ₋π = ₋ + − + ifadesi elde ε

etmektedir. Buradan v ve w’yi tamin etmektedir. Us (2003) 1990-1993 yılları için enflasyon direncini bu yöntemle 0.346 ve ikinci dönemde ise 1995-1999 için 0.72 olarak hesaplamaktadır.

Us (2003), bir de geçmişe dönük beklentiler ile enflasyon direncini ölçmeye çalışmaktadır. Beklenti terimleri gecikmiş değerleri ile değiştirilmektedir. Yani Phillips eğrisi eşitliği: _{t t 1} vy_t1 1 wvy_t

w

π π− ₋ = ₋ + − halini almaktadır. v, 1 w

w

−

; EKK ile tahmin edilmektedir. 1990-1993 için enflasyon direncini 1 bulmaktadır. 1995-1999 arası için ise yine 1 bulmaktadır. Enflasyon için 1990-1993 için AR(1), çıktı AR(7): 1995-1999 için enflasyon AR(3) çıktı AR(5) olarak AIC ile tespit edilmektedir. Us (2003) rasyonel beklentileri dışlayarak Türkiye’de enflasyon direncini aktörlerin rasyonele yakın olduğu (near-rational) varsayımı ile incelemektedir.

Çalışma, Lucas (1976) kritiğini optimal tek değişkenli beklentilerle karşılamaktadır. Us (2003)’u takiben bu çalışma aktörlerin rasyonellikten diğer değişkenleri (faiz oranı, döviz kuru gibi) göz ardı ederek ayrıldığını varsaymaktadır. Dahası beklentiler tek değişkenlidir.

Romer (1999) de aslında Ball (2000) ile benzer bir çalışma tebarüz ettirmektedir (ortaya koymaktadır). Romer (1999), enflasyon direncini basit Phillips eğrisi ile ölçmektedir:

(

)

1 1 1 2 3

t yt y t t t

π =β − +α π ₋ +α α+ +ε (2.76) Burada; π_t: enflasyon; y_t− : (0,31) çıktının trendden (yönseme) yüzde sapması; y π_t−1: (0,10) fiyat uyarlamadaki atalet ihtimaline karşı konulmuş değişken; t : (0,03) zaman trendi;

t

ε : arz şoklarını yakalar; α₂: (-0,57) sabit terim. Romer (1999) yukardaki eşitliği 1880-1932 için tahmin etmektedir. Çıktının trendden sapmasının enflasyon üzerinde anlamlı etkilerini yakalamaktadır. Çıktının trendden sapmasının %1’lik yükselişi, enflasyon oranında %0,31’lik bir artışa neden olmaktadır. α₁’yı ise anlamsız ve düşük bulmaktadır. Sonuçları tutarlıdır; çünkü dönemde savaş öncesi enflasyon direnci seviyesi düşüktür.

BÖLÜM 3

SEKTÖREL ENFLASYON DİRENCİ ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR

Belgede Türkiye'de tüfe ve tefe üzerine sektörel enflasyon direnci analizi (sayfa 111-116)