• Sonuç bulunamadı

DOĞRUSAL OLMAYAN MODELLER: TÜRKİYE İÇİN ENFLASYONUN STAR MODELLEMESİ

N/A
N/A
Protected

Academic year: 2021

Share "DOĞRUSAL OLMAYAN MODELLER: TÜRKİYE İÇİN ENFLASYONUN STAR MODELLEMESİ"

Copied!
15
0
0

Yükleniyor.... (view fulltext now)

Tam metin

(1)

DOöRUSAL OLMAYAN MODELLER: TÜRKøYE øÇøN ENFLASYONUN STAR MODELLEMESø

Fatma ødil BAKTEMUR1

Gönderim tarihi: 28 Mays 2018 Kabul tarihi:31 Mays 2019 Özet

øktisadi zaman serilerinin ço÷unlu÷u do÷rusal de÷ildir. Bu çalúma do÷rusal olmayan zaman serileri yöntemine de÷inmektedir. 1960-2017 yllk verilerini kapsayan bu çalúma Türkiye için enflasyon serisinin do÷rusal olmayan yapsn STAR modelleri ile incelemiútir. Çalúmann bulgular enflasyonun LSTAR tipi modellemesinin uygun oldu÷unu göstermektedir. Bir rejimden di÷er rejime geçiú hzl olmaktadr. Bu da Merkez Bankas’nn enflasyonla mücadeledeki rolünü vurgulamaktadr. Anahtar Kelimeler: Enflasyon, do÷rusal olmayan zaman serileri, STAR modelleri

JEL Kodlar:C24,C22,E31

NONLINEAR MODELS: STAR MODELLING OF INFLATION FOR TURKEY

Abstract

The majority of the economic time series are not linear. This study refers to the nonlinear time series method. This study covering the annual 1960-2017 inflation data examined the nonlinear structure of inflation series for Turkey with STAR models. Findings of the study show that LSTAR model type of inflation is appropriate. The transition from one regime to another is quick. This emphasizes to the role of the Central Bank in the fight against inflation.

Keywords: Inflation, nonlinear time series, STAR models JEL Classification C24,C22,E31

1 Dr. Ö÷r. Üyesi, Osmaniye Korkut Ata Üniversitesi ø.ø.B.F Ekonometri, idilbaktemur@gmail.com ORCHID ID:0000-0003-2455-5898

(2)

1. GøRøù

øktisadi zaman serilerinin büyük bir ço÷unlu÷u do÷rusal de÷ildir. Pek çok iktisatç devresel hareketleri açklamak için do÷rusal olmayan modeller kurmuúlardr. Ancak do÷rusal olma-yan modellerin zaman serisi literatüründe yer almas için uzun bir süre geçmiútir. Çünkü iktisatta zaman serisi analizinde do÷rusallk varsaym uzun süre geçerli olmuútur. Bunun birinci nedeni do÷rusal modellerin do÷rusal olmayan yapya tutarl bir úekilde yaklaúaca÷-dr. Di÷er bir nedeni ise, do÷rusal olmayan zaman serisi modellerinin tahmininde karúlaú-lan tahmin güçlükleridir. Tahmin aúamasndaki zorluklarn azalmasyla 1990’larn baúndan itibaren do÷rusal olmayan zaman serisi alannda özellikle uygulamaya dönük çalúmalarda büyük bir artú gözlemlenmektedir (Karaduman, 2007:5-6).

øktisadi zaman serilerindeki asimetrik davranúa de÷inenlerden biri Neftçi’dir. Neftçi (1984) çalúmasnda iúsizlik serisi için bu durumu Markov zincirleri ile incelemiútir. TAR (Threshold Autoregressive) modellemeleri do÷rusal olmayan zaman serileri ba÷lamnda ilk çalúmalardandr. TAR modellerinden sonra STAR modelleri uygulamada yer almaya baú-lamútr. STAR modellemelerine ilk olarak Terasvirta ve Anderson (1992) çalúmas örnek verilebilir. Ço÷u seri için do÷rusall÷n reddedildi÷ini bulmuúlardr. Sarantis (1999) G10 ülkeleri için reel efektif döviz kurunun do÷rusal yapya sahip olup olmad÷n test etmiútir. Çalúmada 8 ülkenin döviz kuru için do÷rusallk reddedilmiútir. Sarno (2000) çalúmasnda 1980-97 dönemi Türkiye için satn alma gücü paritesini ESTAR modeli ile incelemiútir. Akram (2005) Norveç’teki iúsizlik orann LSTAR modeli ile incelemiútir. Lin, Liang ve Yeh (2011) 1978Q1-2007Q4 dönemi Japonya, Güney Kore, Tayvan ve Singapur için döviz kurunun do÷rusal olmayan yapsn incelemiúlerdir. Sonuçlara göre dört ülke için do÷rusal-lk reddedilmiútir. Japonya ve Kore için ESTAR, Tayvan ve Singapur için ise LSTAR mo-del tipleri uygun bulunmuútur. Camerero ve Ordonez (2012) 1970:Q1-2009Q3 dönemini aldklar çalúmalarnda reel döviz kuru için ESTAR modelini kullanmúlardr.

Enflasyonda kalclk ve asimetrik yap ço÷u çalúmaya konu olmuútur. Bu çalúmada da önemli bir makro ekonomik de÷iúken olan enflasyonun farkl dönemlerdeki seyri ve geçiú-lerin incelenmesi amaçlanmaktadr. Çalúmann giriúini takip eden ikinci bölümünde lite-ratür taramasna yer verilmiú; üçüncü bölümde enflasyon kavramna, çeúitlerine ve müca-dele politikalarna de÷inilmiútir. Dördüncü bölümde STAR modelleri tantlmú ve beúinci bölümde uygulamaya yer verilmiútir. Türkiye için 1960-2017 dönemi enflasyon verileri kullanlarak do÷rusal olmayan model tahmin edilmiútir. Altnc bölümde ise sonuçlar tart-úlmútr.

(3)

2. LøTERATÜR TARAMASI

Daha önceki çalúmalardan enflasyonla ilgili olarak Gregoriou ve Kontonikos (2006) yedi ülke için do÷rusal ve do÷rusal olmayan birim kök testlerini kyaslamúlardr. Gregoriou ve Kontonikos (2009) çalúmalarnda ise enflasyonu ESTAR modeli ile incelemiúlerdir. Ka-nada ve øsveç daha yumuúak geçiú gösterirken; øngiltere, Avustralya ve Yeni Zelenda daha hzl geçiú göstermiútir. Arghyrou vd.’nin (2005) çalúmalarnda øngiltere için enflasyon-daki kalcl÷n do÷rusal olmad÷ bulunmuútur. Üç rejimli STECM modelini kullandklar çalúmalarnda, fiyatlarn dengeden uzak oldu÷unda enflasyonun hzl uyarland÷n ifade etmiúlerdir. Altavilla ve Ciccarelli (2007) ABD ve Euro bölgesi için enflasyon öngörüsünde 8 farkl model kullanmúlardr ve bunlardan biri de STAR modellemesidir. Arango ve Gonzalez (2001) Kolombiya enflasyon oranlarn (hzlandrc) STAR modelleri ile incele-miúler ve üç orandan ikisinin do÷rusal olmad÷n ifade etincele-miúlerdir. Papanastasiou vd. (2007) Yunanistan için enflasyonu do÷rusal ve do÷rusal olmayan modellerle (LSTAR ve ESTAR) tahmin etmiúler ve öngörü performansnda ksa dönemde do÷rusal olmayan mo-dellerin daha iyi oldu÷unu ifade etmiúlerdir. Falahi ve Hajamini (2017) øran için iki rejimli LSTAR modelini kullanmúlar ve bir rejim küçük dalgalanmalarla istikrarl, di÷eri ise bü-yük dalgalanmalarla istikrarsz bulunmuútur. Öcal (2000) øngiltere için fiyatlar LSTAR modeli ile tahmin etmiútir.

Türkiye için yaplan çalúmalardan Yldrm (2004) TÜFE’yi kullanmú ve ESTAR modeli ile tahmin etmiútir. Enflasyon dinamiklerinin ekonominin bulundu÷u döneme göre de÷iúik-lik gösterdi÷i ifade edilmiútir. Bildirici ve Coúar (2006) politik istikrarszlk altnda enflas-yonu düúürücü politikalarn maliyetini LSTAR VAR analizi ile incelemiúlerdir. Ersin (2009) iç borçlanmann enflasyonist etkilerini araútrd÷ çalúmasnda LSTR modeli ile geçiú hzn gösteren parametreyi 2.35 olarak bulmuútur. Çalúmada rejimler aras geçiúin yumuúak oldu÷u ifade edilmiútir. Karaduman (2007) tek geçiúli LSTR modeli ile yapt÷ tahminde geçiú hzn gösteren parametreyi 5.97 ve üçer aylk enflasyon eúi÷ini %13 bul-muútur. øki geçiúli modelde ise geçiú hzn gösteren parametreler srasyla 23.15 ve 46.47 ve eúik de÷erler 0.13 ile 0.05 bulunmuútur. Akgül ve Özdemir (2012) TAR modeli ile yap-tklar çalúmada aylk enflasyon eúi÷ini %1.261 olarak bulmuúlardr.

3. ENFLASYON KAVRAMI VE ENFLASYONøST POLøTøKALAR

Enflasyon terimi basit olarak fiyatlardaki yükselme olarak ifade edilmektedir. Friedman’a göre enflasyon her yerde parasal bir olgudur. Maliyet enflasyonu negatif arz úoklar veya iúçilerin ücretleri yükseltmeleri nedeniyle ortaya çkmaktadr. Talep enflasyonu ise iktisadi

(4)

karar mekanizmalarnn toplam talep e÷risini sa÷a kaydracak politikalar izlemeleri ile çk-maktadr (Mishkin, 2000:619-620). Para arz dolaúmdaki toplam para miktardr. Enflas-yon oran uzun vadede para tarafndan belirlendi÷i için ekonomideki para miktar fiyatlar genel seviyesini; para arzndaki fazlalk ise enflasyonu úekillendirmektedir. Para arzndaki artú, tüketim ve yatrm harcamalarn arttrarak fiyatlarda yükselmeye neden olmaktadr. Enflasyon beklentilerinin de enflasyonun oluúmasnda önemli rolü bulunmaktadr. Tüketi-ciler ve üretiTüketi-ciler gelecekte fiyatlarn yükselmeye devam edece÷ini beklerlerse, bu durum mal ve hizmet fiyatlarnda yükselme olarak yansmaktadr. Bu beklentiler gelecekteki enf-lasyonu belirleyebilmektedir. Ekonomik birimler, yakn geçmiúte gerçekleúen enflasyon oranlarna göre gelecekteki enflasyon beklentilerini belirlemeye devam ederlerse, enflasyon artú oran da geçmiúe benzer bir úekil almaya devam edecektir. Dolaysyla merkez bankalar enflasyonla birlikte enflasyon beklentilerini de düúürmeye çalúmaktadr (TCMB, 2013: 5). østikrar programlar, fiyat artúlarna karú geliútirilmiú, toplam talep ve toplam arz arasn-daki dengesizlikleri gidermek üzere tasarlanan politikalardr. østikrar programlar ortodoks ve heterodoks olmak üzere ikiye ayrlmaktadr. Ortodoks istikrar programlar döviz kuru, para arz ve kamu harcamalarndan oluúan iktisat politikas araçlarna dayanmaktadr ve enflasyonun kayna÷ parasal görüldü÷ü için sk para politikas bu programlarn temelinde yer almaktadr. Neoklasik ve Monetarist görüúlerin harmanlanmas ile oluúan bir modele dayanan ortodoks istikrar programlar, 1950’lerden 1980’lerin ortalarna kadar geliúmekte olan ülkelere Uluslararas Para Fonu (IMF) tarafndan enflasyon ve ödemeler dengesi so-runlarnn çözümü için önerilmiútir. IMF tarafndan geliúmekte olan ülkelere önerilen ortodoks istikrar programlarnn uygulandklar ülkelerde yüksek enflasyona çözüm ola-mamalar ve durumu daha da zorlaútrmalar nedeniyle, 1980’li yllarn ikinci yarsndan itibaren, özellikle Latin Amerika ülkelerinde kapsaml fiyat ve ücret kontrolleri gibi politi-kalar içeren heterodoks istikrar programlar uygulanmaya konmuútur. Heterodoks prog-ramlarn amac, di÷erinden farkl olarak, ekonomik faaliyetlerde ve istihdam düzeyinde bir gerilemeye yol açmadan, enflasyonu ksa bir sürede düúürebilmektir (Bayraktutan, 2002:1-2). Para politikas; üretim ve enflasyon üzerinde etkisi olan para arz, ksa vadeli faiz oranlar veya döviz kurlar gibi de÷iúkenlerin kontrolüne dayanmaktadr ve kontrolü merkez ban-kalarnn elindedir. Para politikas uzun vadede sadece fiyatlar genel seviyesi üzerinde etki-liyken, ksa vadede fiyatlarn ve ücretlerin hzl ayarlanamamasndan dolay hem enflasyon hem de üretim seviyesi üzerinde etkili olabilmektedir. Bundan dolay merkez bankalar, para politikas araçlarn kullanrken ksa vadede enflasyon ve üretim seviyelerine iliúkin hedefleri arasnda bir denge göz önünde bulundurmaktadr. Ayrca, pek çok merkez banka-sna fiyat istikrarn sa÷lama amac verilmiú, kullanacaklar para politikas araçlarn

(5)

ken-dilerinin seçmesi sa÷lanmútr. Bu ba÷lamda, merkez bankalar para politikalarn enflasyo-nun düúürülmesi ve fiyat istikrarnn sa÷lanp sürdürülmesi temel amacnda kullanmaktadr. Özellikle enflasyon hedeflemesinde, merkez bankalar bir enflasyon hedefi belirleyerek para politikas araçlarn bu hedefin tutturulmasnda kullanmaktadr (TCMB, 2013: 11). Türkiye’nin enflasyon geçmiúi de÷erlendirilecek olunursa 1960’l yllar büyüme ve fiyat-larda istikrarn oldu÷u, TCMB’nin parasal kontrolü sa÷lad÷ bir dönemdir. Bu ylfiyat-larda or-talama yllk ekonomik büyüme % 5.6, oror-talama yllk enflasyon ise % 4.8 seviyelerinde gerçekleúmiútir. 1970’li yllar, para politikas açsndan olumlu baúlamútr ancak dúsal úoklarn etkisi ile makroekonomik dengesizlikler ve yüksek enflasyon yaúanmútr. Parasal kontrolün sa÷lanamad÷ bir dönem olmuútur. Bu dönemin baúlarnda enflasyon çift haneli saylara ulaúmútr ve 1980 ylnda % 101.4 seviyesine yükselmiútir. 1980’li yllar Türkiye ekonomisi açsndan önemli bir dönemdir. Türkiye bu dönemde yüksek enflasyon, petrol ve enerji açklar, düúük ekonomik büyüme, yüksek dú borçlar gibi ciddi sorunlarla karúlaú-mútr. Bu sorunlarn çözümüne yönelik politika anlayúnda önemli de÷iúikliklere gidilmiú-tir ve 24 Ocak 1980 Kararlar yürürlü÷e girmiúgidilmiú-tir. 1990’l yllar enflasyonun hzla yüksel-di÷i, Türk lirasnn de÷er kaybetti÷i ve bütçe dengesinin sa÷lanamamas nedeniyle TCMB kaynaklarnn kullanld÷ bir dönemdir. 2000 ylnn sonlarnda ekonomide güven kayb baúlamú ve Türkiye finansal bir krize girmiútir. Geliúmiú ülkelerin finansal piyasalarnda baúlayan 2008 krizinin etkileri azalarak 2009 ylnda da etkisini sürdürmüútür. 2008 ylnn son çeyre÷inden itibaren, toplam talepteki sert daralma ve emtia fiyatlarndaki düúüú tüm dünyada enflasyon oranlarnn hzlca gerilemesine yol açmútr. Bu dönemde Türkiye’de de benzer bir tablo vardr ve enflasyon % 6.5 seviyesinde tamamlamútr (TCMB, 2013: 13-19).

4. STAR MODELø

Van Dijk, Terasvirta ve Frances (2002) tek de÷iúkenli zaman serisi

y

tiçin STAR modeli úu úekilde ifade etmiúlerdir:

t t p t p t t p t p t t y y G s c y y G s c y (I1,0 I1,1 1...I1,  )(1 ( ;J, ))(I2,0 I2,1 1...I2,  ) ( ;J, )H t=1,...,T t t t t t t

x

G

s

c

x

G

s

c

y

(

I

1

c

(

1



(

;

J

,

))



I

2

c

(

;

J

,

)



H

Geçiú fonksiyonu

G

(

s

t

;

J

,

c

)

sürekli bir fonksiyondur ve 0 ile 1 arasnda de÷erler alr, bir rejimden di÷er bir rejime geçiú yumuúak bir úekilde gerçekleúmektedir. Geçiú de÷iúkeni için içsel de÷iúkenin gecikmelisi, dúsal de÷iúken veya trend de÷iúkeni de kullanlabilmektedir.

(6)

Geçiú fonksiyonu ald÷ úekle ba÷l olarak LSTAR ve ESTAR modelleri olarak ikiye ayrl-maktadr. LSTAR:

^

`

1

)

)

(

exp

1

(

)

,

;

(

s

c





s



c



G

t

J

J

t

J

!

0

ESTAR:

^

2

`

)

(

exp

1

)

,

;

(

s

c

s

c

G

t

J





J

t



J

!

0

Birinci model lojistik STAR modelidir. c iki rejim arasndaki eúik de÷erini,

J

ise geçiú fonksiyonunun hzn ifade eder.

J

’nn ald÷ büyük de÷erler hzl geçiúi ifade etmektedir.

J

sonsuza giderken (

J

o

’) lojistik fonksiyon 1’e yaklaúr ve LSTAR modeli iki rejimli TAR modeli haline gelir.

J

=0 iken LSTAR modeli do÷rusal bir AR modeline indirgenir. øú çevrimi döngülerinin asimetrik yaps LSTAR modelleri ile ifade edilebilmektedir. økinci model üssel STAR modelidir. Üssel fonksiyon simetriktir ve 0 etrafnda U úeklini alr. ESTAR modeli

J

0’a (

J

o

0) ya da sonsuza (

J

o

’) giderken do÷rusal AR mode-line dönüúür. ESTAR modelleri ço÷unlukla reel döviz kuru çalúmalarnda kullanúl ol-maktadr.

Granger ile Teräsvirta (1993) ve Teräsvirta’nn (1994) çalúmasnda STAR modelinin de-÷erlendirme aúamalar úu úekilde özetlenebilir:

a) do÷rusal AR modeli seçilir. (Zaman serisinin gecikme yaps Akaike veya Schwarz kriterleri ile belirlenir.)

b) do÷rusallk hipotezi test edilir.

c) do÷rusallk reddedilirse uygun geçiú fonksiyonu oluúturulur. d) model tahmin edilir ve kestirim amacyla de÷erlendirilir.

Do÷rusal hipotezin, alternatifi olan STAR modeline karú test edilmesi karúk bir durum-dur, çünkü sfr hipotezi altnda STAR modelindeki parametreler tanml de÷ildir. Luukkonen vd. (1988) ve Teräsvirta’nn (1994) geliútirmiú oldu÷u testler gecikmeli de÷erli yardmc regresyona dayanmaktadr:

t d t i t i i d t i t i i d t i t i i i t i i t

y

y

y

y

y

y

y

y

E

E

E

E

E

H

U U U U











¦



¦

 

¦

 

¦

 3 1 4 2 1 3 1 2 1 1 0

Do÷rusall÷n test edilmesi

H

o

:

E

2i

E

3i

E

4i

0

i=1,2,…,

U

test edilmesine denk gelmektedir. Bu LM testi 3(

U

+1) serbestlik dereceli

F

2da÷lmna uymaktadr.

(7)

Do÷rusallk d’nin birden fazla de÷erleri için reddediliyorsa en düúük

U

de÷erli d seçilir. Küçük örneklemlerde LM istatisti÷inin F versiyonu önerilmektedir. Sfr hipotezi altnda F 3(

U

+1) ve T-4(

U

+1) serbestlik derecesi ile da÷lmaktadr.

Do÷rusallk reddedilirse LSTAR’n ESTAR’a karú test edilmesi gerekir. Granger ve Teräsvirta (1993) LSTAR ve ESTAR modelleri arasnda seçim yapabilmek için aúa÷daki hipotezleri geliútirmiúlerdir:

U

E

E

E

U

E

E

U

E

,...,

2

,

1

0

/

0

:

,...,

2

,

1

0

/

0

:

,...,

2

,

1

0

:

4 3 2 01 4 3 02 4 03

i

H

i

H

i

H

i i i i i i 02

H

en küçük olaslk de÷erine sahip olursa ESTAR modeli, aksi durumda ise LSTAR modeli seçilir. Terasvirta (1994) çalúmasnda geçiú de÷iúkeninin standartlaútrlp, ölçekten arndrlmas gerekti÷i belirtilmiútir. Model LSTAR ise geçiú de÷iúkeninin standart hata-sna, model ESTAR ise varyansna bölünmelidir.

^

`

1

)

/

)

(

exp

1

(

)

,

;

(

s

t

c





s

t



c

st 

G

J

J

V

J

!

0

^

2 2

`

/

)

(

exp

1

)

,

;

(

t s t t

c

s

c

s

G

J





J



V

J

!

0

Geçiú fonksiyonu geçiú de÷iúkeninin standart sapmas (LSTAR) ya da varyansyla (ESTAR) standardize edildikten sonra Ȗ=1’e sabitlenip süreç baúlatlr. Uygun model yap-sna ulaúana kadar Ȗ sabit kabul edilir. Sonra Ȗ serbest braklarak STAR modeli tahmin edilir. Yaknsama sorunu olmazsa kurulan model yeterlidir (Terasvirta, 1994:213).

STAR modeli tahmin edildikten sonra Ȗ’nn standart hatas büyük çkabilmektedir. Özel-likle Ȗ büyükse bu sorun ortaya çkabilmektedir. Bunun nedeni geçiú eúi÷inin yakn kom-úulu÷unda çok fazla gözlenen de÷er olmamas olabilir. Bu STAR modelinin süreci yakala-yamad÷ anlamna gelmez (Bates, Watts, 1988; Van Dijk, Terasvirta, Franses, 2002). Bu durumda Ȗ’nn standart hatasn rapor etmeye gerek yoktur.

Model tahmin edildikten sonra; otokorelasyon, de÷iúen varyans sorununun olup olmad÷, do÷rusal olmayan yapnn yeterli olup olmad÷ ve parametrelerin zamandan ba÷msz olup olmad÷ test edilmektedir.

Otokorelasyon testi 3 aúamada yaplabilir (Eitrheim ve Terasvirta, 1996:61-62-63):

1) Kalntlarda otokorelasyon olmad÷ varsaymyla STAR modelinin tahmin edilmesi ve kalnt kareleri toplamnn

¦

T t t

u

SSR

1 2 0

ˆ

hesaplanmas

(8)

2)

t’nn yardmc regresyonunun kurulup kalnt kareleri toplamnn hesaplanmas SSR 3)

)

/(

/

)

(

0

q

n

T

SSR

q

SSR

SSR

F

LM







hesaplanmas

Zaman içinde de÷iúen parametre vektörleri aúa÷daki gibi tanmlanr (Eitrheim ve Terasvirta, 1996:67-68-69):

^

`

^

`

^

(

)

`

)

0

,

5

exp

1

(

)

,

;

(

)

(

exp

1

)

,

;

(

5

,

0

)

)

(

exp

1

(

)

,

;

(

1 10 11 2 12 3 1 1 1 3 2 1 1 1 1 2 1 1 1 1 1 1



























 

c

t

c

t

c

t

c

t

H

c

t

c

t

H

c

t

c

t

H

J

J

J

J

J

J

)

,

,

(

0

12 11 10 1 1

c

!

c

c

c

c

J

Parametre sabitli÷ini söyleyen boú hipotez

H

0

:

J

1

0

olarak yazlabilir. 1) Yumuúak ve monoton parametre de÷iúimini ifade eder.

2) Monoton olmayan parametre de÷iúimini ifade eder.

3) Monoton ve monoton olmayan parametre de÷iúimini ifade eder.

Bu üç hipotezi test edebilmek için birinci dereceden Taylor açlm uygulanmaldr. Nihai modelin veri yaratm sürecindeki do÷rusal olmayanl÷ tam olarak modelleyip mo-dellemedi÷ini saptayabilmek için kalan do÷rusal olmayanlk testine baúvurulur (Eitrheim ve Terasvirta, 1996:64-65):

3. dereceden Taylor açlm ile

t t t t t t t t t t t

x

x

G

s

c

x

s

x

s

x

s

e

y

c





c



c



c



c

3



3 2 2 1 1 1 1 1 2 0

(

I

I

)

(

;

J

,

)

E

E

E

E

elde edilir.

Boú hipotez

H

0

c

:

E

1

E

2

E

3

0

úeklindedir.

5. UYGULAMA

Çalúmada 1960-2017 yllar TÜFE enflasyon verileri (yllk gibi belirli aralklarla sabitle-nebilecek veya de÷iútirilebilecek bir ürün ve hizmet edinme maliyetindeki yllk ortalama

(9)

yer almaktadr. Serinin 1960-1970 yllar arasnda kararl oldu÷u, 1970 sonrasnda artt÷ ve 1999 sonras azalmaya baúlad÷ görülmektedir. Stokastik trend içermesinden dolay fark alnmútr ve ùekil 2’de fark alnmú enflasyon serisi (de) görülmektedir.

ùekil 1. Enflasyon Serisi

ùekil 2. Fark Alnmú Enflasyon Serisi

Enflasyon serisinin dura÷anl÷ do÷rusal ve do÷rusal olmayan birim kök testleri ile snan-mútr. Tablo 1’de do÷rusal birim kök testleri yer almaktadr. Sabitli modelde serinin birim kök içermesinden dolay fark alnarak dura÷anlaútrlmútr. Tablo 2 do÷rusal olmayan bi-rim kök testini göstermektedir. %1 anlamllk düzeyinde seri dura÷an de÷ildir ve fark

(10)

al-Tablo 1. Do÷rusal Birim Kök Testleri

De÷iúken Birim Kök Testi Test østatisti÷i Olaslk De÷eri

e (sabitli model) ADF -1.844633 0.3557

e (sabitli model) PP -1.791596 0.3810

ǻe ADF -8.143274 0.0000

ǻe PP -8.208860 0.0000

%1, %5 ve %10 anlamllk düzeyinde fark alnmú model için tablo de÷erleri srasyla -2.607686, -1.946878, -1.612999

%1, %5 ve %10 anlamllk düzeyinde sabitli model için tablo de÷erleri srasyla -3.552666, -2.914517, -2.595033

Tablo 2. Do÷rusal Olmayan Birim Kök Testi

De÷iúken Birim Kök Testi Test østatisti÷i

e c

KSS

-2.99 de c

KSS

-5.14

%1, %5 ve %10 anlamllk düzeyinde sabitli model için tablo de÷erleri srasyla -3.48,-2.93,-2.66

*Tablo de÷erleri KSS (2003) çalúmasndan alnmútr. Do÷rusal olmayan birim kök testi için

'

y

t

G

y

t3



K

t

1 denkleminden yararlanlmútr. Uygun gecikme uzunlu÷u Akaike ve Schwarz bilgi kriterlerine göre 1 olarak bulunmuútur. Do÷rusallk hipotezi Luukkonen vd. (1988) ve Teräsvirta’nn (1994) geliútirmiú oldu÷u gecikmeli de÷erli regresyondan hareketle LM testi ile snanmútr. Granger ve Teräsvirta’nn (1993) çalúmalarnda ifade etti÷i gibi LSTAR ve ESTAR modelleri arasnda seçim yaplmútr. Geçiú de÷iúkeni olarak ba÷ml de÷iúkenin bir gecikmelisi alnmútr.

(11)

Tablo 3. Do÷rusallk Testi ve Uygun Model Tipi Geçiú

De÷iúkeni

H0 H01 H02 H03 Model Tipi

ǻe(-1) 0.0059 0.0230 0.6643 0.0079 LSTAR

Tablo 3’e göre H0 tüm anlamllk düzeylerinde reddedildi÷i için model do÷rusal de÷ildir ve uygun model tipi LSTAR’dr. Tablo 4 ise do÷rusal olmayan model tahminini göstermekte-dir.

Modelin tanm aúa÷daki gibidir:

^

`

>

@

t j j j t j t j t j t t e e e e x e c u e ¸¸   '    ¹ · ¨ ¨ © § '    '   '       

¦

¦

1 1 1 1 1 * 1 20 1 10 U I P U* I 1 exp J( ( 1) ) P U U

Tablo 4. LSTAR Model Tahminleri

De÷iúkenler Katsay Standart Hata t ist Olaslk de÷eri Do÷rusal ksm sabit 2.252480 1.367112 1.647619 0.1058 e(-1) 0.014713 0.074240 0.198176 0.8437 ǻe(-1) 0.344514 0.118666 2.903221 0.0055 Do÷rusal olmayan ksm e(-1) -1.159616 0.339160 -3.419082 0.0013 ǻe(-1) 1.833083 0.726172 2.524310 0.0149 Ȗ 13.55138 c 1.222457 0.417274 2.929627 0.0051

Tansal Testler (olaslk de÷erleri ile) Breusch-Godfrey (1): 0.8864 ARCH (1): 0.6686

Kalan Do÷rusal Olmama Testi: 0.3982 Parametre Sabitli÷i: 0.0251

(12)

ùekil 3. Geçiú Fonksiyonu

Terasvirta (1994) çalúmasnda oldu÷u gibi Ȗ ve c geçiú de÷iúkeninin standart hatasna bö-lünerek ölçekten ba÷msz hale getirilmiútir. Eúik de÷eri enflasyon fark için yllk %1.22 olarak bulunmuútur. Bu de÷erin altndaki de÷erler düúük enflasyon farkn, üstündeki de-÷erler ise yüksek enflasyon farkn göstermektedir. Enflasyon farknn bu eúi÷in altnda ya da üstünde olmasna ba÷l olarak rejimler arasndaki geçiú hzl (geçiú hzn gösteren para-metre 13.5’tir) olmaktadr. Ȗ istatistiksel olarak anlamsz oldu÷u için tabloda standart hata-sna yer verilmemiútir. Neden olarak geçiú eúi÷inin yakn komúulu÷unda çok fazla gözlenen de÷er olmamas ifade edilmektedir (Bates &Watts (1988), Van Dijk, Terasvirta & Franses (2002)). Eithreim ve Terasvirta (1996)’nn çalúmasndan hareketle modelin yeterlili÷i ay-rca test edilmiútir. Tansal testler otokorelasyon ve de÷iúen varyans probleminin olmad-÷n göstermektedir. Kalan do÷rusal olmama testinde LSTAR modeli yeterli bulunmuú ve parametre sabitli÷i (%1 için) sa÷lanmútr.

6. SONUÇ

øktisatta do÷rusallk varsaym uzun süre geçerli olmuútur ancak zaman serilerinin büyük bir ço÷unlu÷u do÷rusal de÷ildir. Do÷rusal olmayan modeller serilerdeki asimetrikli÷i daha iyi yakalamaktadr. Do÷rusal olmayan zaman serilerine ilk örnekler Markov rejim de÷iúim ve TAR modelleri olmuútur. TAR modellerinde rejimler aras geçiú sert/hzl iken, STAR modellerinde ise yumuúaktr. STAR modelleri LSTAR ve ESTAR modelleri olmak üzere ikiye ayrlmaktadr.

(13)

enflas-yonun do÷rusal olmayan yaps STAR modelleri ile incelenmiútir. Uygun model tipi LSTAR olarak bulunmuútur. Enflasyon için bir rejimden di÷er rejime geçiú hzl bulun-muútur. Geçiúin hzl olmas “So÷uk Hindi” yaklaúmn anmsatmaktadr. Bu strateji enf-lasyon orann hzlca düúürmeyi hedeflemektedir ve sk para politikas aniden uygulan-maktadr. Benzer çalúmalara bakld÷nda Gregoriou ve Kontonikos (2009) øngiltere, Avustralya, Kanada ve øsveç için Ȗ katsaysn srasyla 4.14-3.84-2.56-2.59 olarak bul-muúlardr. Türkiye ile kyasland÷nda bu de÷erler daha düúük çkmútr. Ancak bu ülkeler geliúmiú ülkeler grubunda yer almaktadr ve Türkiye bu zaman aral÷nda ekonomik kriz-lerle karú karúya kalmútr. Türkiye için yaplan çalúmalarda Ersin (2009) 1985-2008 dönemini almú ve Ȗ katsays için yumuúak geçiúi ifade etmiútir. Karaduman (2007) ise 1980-2006 dönemini almú ve tek geçiúli modelde daha yumuúak geçiú bulmuútur. øki ge-çiúli model tahmininde ise Ȗ katsaylarn büyük bulmuú ve hzl geçiúin oldu÷unu ifade etmiútir. Bu çalúmada ise daha geniú bir döneme yer verilmiú ve rejimler aras geçiú sert bulunmuútur. Bu durum temel amac fiyat istikrarn sa÷lamak olan Merkez Bankas’nn enflasyonla mücadeledeki rolüne iúaret etmektedir.

Düúük enflasyon oran, uzun vadeli ekonomik amaçlara ulaúabilmek için gerekli bir koúul-dur. Ekonomik büyüme ve istihdama yönelik politikalara Merkez Bankas’nn yapabilece÷i en önemli katk fiyat istikrarn sa÷lamaktr. Böylece, bir yandan fiyatlarn istikrarl olma-sndan dolay ekonomik birimlerin daha iyi bilgiye dayal karar almas ve kaynaklarn daha etkin úekilde da÷lm mümkün olmakta, di÷er yandan da düúük enflasyonun yarataca÷ enflasyon risk primindeki azalú sayesinde reel faiz oranlarnn düúük seyir izlemesi yatrm kararlarn desteklemektedir.2

Kaynakça

AKGÜL, Iúl ve ÖZDEMøR, Selin; (2012), “Enflasyon Eúi÷i ve Ekonomik Büyümeye Etkisi”, øktisat

øúletme ve Finans, 27(313), ss. 85-106.

AKRAM, Qaisar Farooq; (2005), “Multiple unemployment equilibria and asymmetric dynamics— Norwegian evidence”, Structural Change and Economic Dynamics, 16(2), pp. 263-283.

ALTAVILLA, Carlo and CICCARELLI, Matteo; (2007), “Inflation forecasts, monetary policy and unemployment dynamics. Evidence from the US and the Euro Area”, European Central Bank

Working Paper Series No. 725.

ARANGO, Luis E. and GONZÁLEZ, Andres; (2001), “Some evidence of smooth transition nonlinearity in Colombian inflation”, Applied Economics, 33, 155–162.

ARGHYROU, M., MARTIN, Christopher and MILAS, Costas; (2005), “Non-linear inflation dynamics: evidence from the UK”, Oxford Economic Papers, 57, pp. 51–69.

(14)

BATES, Douglas M. and WATTS, Donald G.; (1988), Nonlinear Regression and Its Applications. New York: John Wiley.

BAYRAKTUTAN, Yusuf ve ÖZKAYA, M. Hilmi; (2002), “IMF østikrar Politikalarnn Do÷u Asya'da Ekonomik Performans Sonuçlar”, Kocaeli Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü

Dergisi, 3(1), ss.1-18.

BøLDøRøCø, Melike and COùAR, Nevin; (2006), “Inflation and disinflation policy in Turkey between 1974-2002: LSTVAR Analysis”, Applied Econometrics and International Development, 7(1), pp. 63-72.

CAMARERO, Mariam and ORDONEZ, Javier ; (2012), “Nonlinear adjustment in the real dollar– euro exchange rate: The role of the productivity differential as a fundamental”, Economic

Modelling, 29, pp. 444–449.

EITRHEIM, Øyvind and TERASVIRTA, Timo; (1996), “Testing the adequacy of smooth transition autoregressive models”, Journal of Econometrics, 74, pp. 59–75.

ERSøN, Özgür Ömer; (2009), Türkiye’de Fiyatlar Genel düzeyine øliúkin Maliye Teorisinin Do÷rusal Olmayan Zaman Serisi Modelleri Bakmndan øncelenmesi, Yldz Teknik Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü øktisat Anabilim Dal Doktora Tezi.

FALAHI, Mohammed Ali and HAJAMINI, Mehdi; (2017), “Asymmetric Behavior of Inflation in Iran: New Evidence on Inflation Persistence Using a Smooth Transition Model”, Iran. Econ. Rev., 21(1), pp. 101-120.

GRANGER, Clive W.J. and TERASVIRTA, Timo; (1993), Modelling Nonlinear Economic

Relationships, Oxford University Press, Oxford.

GREGORIOU, Andros and KONTONIKAS, Alexandros; (2006), “Inflation targeting and the stationarity of inflation: new results from an ESTAR unit root test”, Bulletin of Economic

Research, 58, pp. 309–322.

GREGORIOU, Andros and KONTONIKAS, Alexandros; (2009), “Modeling the behaviour of inflation deviations from the target”, Economic Modelling, 26(1), pp. 90-95.

KAPETANIOS, George, SHIN, Yongcheol and SNELL, Andy; (2003), “Testing for a Unit Root in the Nonlinear STAR Framework”, Journal of Econometrics, 112, 359–379.

KARADUMAN, Hasan A÷an; (2007), øktisatta Do÷rusal Olmayan Zaman Serisi Modelleri: Kuram ve Türkiye Uygulamas, Yldz Teknik Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü øktisat Anabilim Dal Doktora Tezi.

LIN, Jeng-Bau, LIANG, Chin-Chia and YEH, Ming Liang; (2011), “Examining nonlinear dynamics of exchange rates and forecasting performance based on the exchange rate parity of four Asian economies” , Japan and the World Economy, 23(2), pp. 79-85.

LUUKKONEN, Ritva, SAIKKONEN, Pentti and TERASVIRTA, Timo; (1988), “Testing linearity against smooth transition autoregressive models”, Biometrika, 75, pp. 491–499.

MISHKIN, Frederic; (2000), The Economics of Money banking and financial markets.

NEFTÇø, Salih; (1984), “Are Economic Time Series Asymmetric over the Business Cycles”, Journal

of Political Economy, 92, pp. 307-328.

ÖCAL, Nadir; (2000), “Nonlinear models for UK macroeconomic time series” Studies in Nonlinear

(15)

PAPANASTASIOU, I., KARAGIORGOS, T., and VASILIADIS, C.; (2007), “Forecasting Performance of Linear and Nonlinear Models of Greek Inflation” , Volume ofessays in honor ofprofessor Ar. Ignatiadis.

SARANTIS, Nicholas; (1999), “Modelling non-linearities in real effective exchange rates”, Journal

of International Money and Finance, 18, pp. 27–45.

SARNO, Lucio; (2000), “Real exchange rate behaviour in high inflation countries: empirical evidence from Turkey, 1980–1997”, Applied Economics Letters, 7, pp. 285–91.

TERASVIRTA, Timo; (1994), “Specification, estimation and evaluation of smooth transition autoregressive models”, Journal of the American Statistical Association,89, pp. 208–218.

TERASVIRTA, Timo and ANDERSON, H.M; (1992), “Characterizing Nonlinearities in Business Cycles Using STAR Models”, Journal of Applied Econometrics, 7, pp. 119-136.

VAN DIJK, Dick, TERASVIRTA, Timo and FRANSES, Philip Hans; (2002), “Smooth transition autoregressive models—a survey of recent developments”, Econometric Reviews,21, pp. 1–47. YILDIRIM, Dilem; (2004), “STAR Models: An Application to Turkish Inflation and Exchange

Rates” A Thesis Submitted to the Graduate School of Social Sciences of the Middle East Technical University.

data.worldbank.org

TCMB (2013). “Enflasyon ve Fiyat østikrar”, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankas Eriúim adresi:

https://www.tcmb.gov.tr/wps/wcm/connect/06084069-3751-44a3-ba98-fc5a65b908ba/Enflasyon_FiyatIstikrari.pdf?MOD=AJPERES&CACHEID=ROOTWORKSPAC E-06084069-3751-44a3-ba98-fc5a65b908ba-m5lk8Dx (Eriúim Tarihi: 25.04.2019).

TCMB (2019). “Fiyat østikrar ve Enflasyon” Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankas

Eriúim adresi: https://www.tcmb.gov.tr/wps/wcm/connect/TR/TCMB+TR/Main+Menu/Temel+ Faaliyetler/ Para+Politikasi/Fiyat+Istikrari+ve+Enflasyon/ (Eriúim Tarihi: 25.04.2019).

Referanslar

Benzer Belgeler

Ayrıca serum açlık glukoz, total kolesterol, LDL-kolesterol ve trigliserit düzeylerinin de obez grupta kontrol grubuna göre anlamlı derecede yüksek olduğu belirlenmiştir

• Yıldız oyuncunun ulusal ve uluslar arası düzeyde sahip olduğu anlamın kimi zaman onun fetişleştirilmesine yol açtığı görülür.. Yıldızın fetiş

Di¤er yandan, ana-babas› üniversite mezunu olan 15 ve 19 yafl grubundaki kat›l›mc›lar›n içsel nedenleri d›flsal nedenlerden fazla kullanmalar›, buna karfl›

Günümüze ka- dar yap›lan ve yak›n gelecekte yap›lmas› planlanan uzay çal›flmalar›, bu gezegenleraras› yolculuklara haz›r- l›k niteli¤inde.. Üstelik, bu

Reid ve arkadafllar›ysa, k›ta ölçüsündeki uzakl›klarda kurulu çok say›da radyo teleskoptan oluflan Çok Genifl Tabanl› Dizge’yle (VLBA) radyogiriflim

Ayrıca en fazla yirmi dört aracın havada lazer savaşı yapmasını sağlayan bir mekanizmaları da var. İHA’ların önümüzdeki aylarda 200–300 dolar aralığında bir

angiography (30° right anterior oblique, 35° caudal and 60° left anterior oblique projections of the left coronary system) demonstrated a rare anatomical variation, in which the

Her üç krizde de etkili olan faktörlerin anla ılmasının gelecekte olası krizleri önlemede önemli oldu u dü üncesiyle yola çıkılan bu çalı mada, öncelikle geçmi