Ekonomik Yaklaşım 2016, 27(100): doi: /ey.35935

eyd

Ekonomik Yaklaşım 2016, 27(100): 41-67 www.ekonomikyaklasim.org

doi: 10.5455/ey.35935

Tüketimin Rasyonel Beklentiler - Sürekli Gelir Hipotezinin Gelişmekte Olan Ülkeler İçin Sınanması

İpek TEKİN²

21 Mayıs 2015’de alındı; 23 Ocak 2016’da kabul edildi.

08 Ağustos 2016’dan beri erişime açıktır.

Received 21 May 2015; accepted 23 January 2016.

Available online since 08 August 2016.

Araştırma Makalesi/Original Article Özet

Mevcut çalışmanın amacı, gelişmekte olan ülkelerde bir tüketim harcamaları modeli tahmin etmek ve bu kapsamda Rasyonel Beklentiler-Sürekli Gelir Hipotezi’ni gelir gruplarına göre sınıflandırılmış gelişmekte olan ülkeler için test etmektir. Bu amaçla her bir ülke için 2000-2011 dönemi dikkate alınarak statik panel veri analiz yöntemi uygulanmıştır. Elde edilen sonuçlar, düşük gelir grubu için istatistikî olarak anlamlı bir tahmin sunmazken, alt orta ve üst orta gelir grupları için, tüketimin cari dönem gelirine duyarlılığından ötürü hipotezin bu ülkelerde geçerliliğine ilişkin bir bulgu elde edilememiştir. Gelişmekte olan ülkelerde hipotezin geçersizliği, hane halklarında likidite kısıtının varlığı, ihtiyati tasarruf güdüsü ve miyop/kısa görüşlü davranış biçimine bağlanabilmektedir.

Anahtar Kelimeler: Tüketim harcamaları, gelişmekte olan ülkeler (GOÜ’ler), sürekli gelir, panel veri analizi.

JEL Kodları: E20, E27.

© 2016 Published by EYD

1Bu çalışmada yazarın "Gelişmekte olan Ülkelerde Tüketim Harcamaları" başlıklı yüksek lisans tezinden yararlanılmıştır.

2Yazışmadan sorumlu yazar (Corresponding author). Çukurova Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü, Adana, Türkiye. E-mail:

itekin@cu.edu.tr

Ekonomik Yaklaşım ISSN 1300-1868 print © 2016 Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association - Ankara Her hakkı saklıdır © All rights reserved

Abstract

Testing the Rational Expectations Permanent Income Hypothesis for Developing Countries

The aim of this study is to estimate a consumption model for developing countries. For this purpose, Life Cycle-Permanent Income Hypothesis under rational expectations is estimated with the data collected from 54 countries in three different income groups. In the study, static panel data analysis method is applied using annual data for the period of 2000-2011 for each country. According to the empirical results for low income countries, no statistically significant findings were obtained. On the other hand, while the results are statistically significant, lower and upper middle income countries are excess sensitive to current income level. Hence Rational Expectations Life Cycle-Permanent Income Hypothesis is not seen valid for developing countries. This finding is derived from liquidity constraints, precautionary saving incentive and myopic effects based on households’

decisions.

Keywords: Consumption expenditures, developing countries (DCs), the permanent income, panel data analysis.

JEL Codes: E20, E27.

© 2016 EYD tarafından yayımlanmıştır

Bu makalenin adını ve doi numarasını içeren aşağıdaki metni kolayca kopyalamak için soldaki QR kodunu taratınız.

Scan the QR code to the left to quickly copy the following text containing the title and doi number of this article.

Testing the Rational Expectations Permanent Income Hypothesis for Developing Countries http://dx.doi.org/10.5455/ey.35935

1. Giriş

Bir ekonomideki toplam talebin temel bileşeni olan tüketim harcamaları, iktisat teorisinde büyük bir yer edinmiş olup Adam Smith tarafından üretimin yegâne amacı ve sonucu olarak ifade edilmiştir. Gelişmekte olan ülkelerde (GOÜ) toplam talebin yaklaşık üçte ikisini oluşturan tüketim harcamaları, toplam talebin bir nevi lokomotifi niteliğindedir.

Tüketim teorilerinin temeli Keynes’in 1936’da yayınlanan Genel Teorisi’ne dayanmaktadır. Literatürdeki ilk tüketim teorisi olma özelliğini taşıyan Mutlak Gelir Hipotezi’ne göre, tüketim harcanabilir gelirin, tam olarak lineer olması gerekmese de, istikrarlı bir fonksiyonudur. Genel Teori'de Keynes'in gelir-tüketim ilişkisi şöyle vurgulanmaktadır: “Temel psikolojik yasaya göre bireyler bir kural olarak ve

ortalamada, gelirleri arttıkça tüketimlerini artırma eğilimindedir, ancak bu artış gelirdeki artış kadar değildir.” (Keynes, 1936, s.96). Keynes'in teorisinin her koşulda geçerli olup olmadığı tartışmaları ve 1940'ların ikinci yarısında, Kuznets'in Amerika Birleşik Devletleri (ABD) ekonomisi zaman serisi tüketim verileriyle yaptığı çalışmayla birlikte ise Keynesyen teorinin eksik yönleri ortaya konmaya başlanmıştır.

Kuznets paradoksu olarak bilinen bu araştırma sonuçlarına göre, ortalama tüketim eğilimi (APC) Keynes'in varsayımlarıyla çelişen bir şekilde, uzun dönemde sabittir.

Bu çalışmaların ardından her biri tüketim ve gelir arasındaki ilişkiyi farklı gelir parametreleriyle açıklayan; öncelikle APC'nin gelir artışıyla birlikte neden düşmediğini araştıran ve bu anlamda nispi gelir kavramını ortaya atan Duesenberry (1948,1949)'nin Nispi Gelir Hipotezi, ardından tüketimin dönemler arasında değişmediğini varsayan ve birkaç noktada birbirlerinden ayrılan Modigliani (1949)'nin Yaşamboyu Gelir Hipotezi ve Friedman (1957)'ın Sürekli Gelir Hipotezi geliştirilmiştir. Modern tüketim araştırmaları da Hall (1978) tarafından literatüre kazandırılan, Rasyonel Beklentiler-Sürekli Gelir Hipotezi adı altında Sürekli Gelir ve Yaşam Boyu Gelir Hipotezleri’nin rasyonel beklentiler altında ve bazı varsayımlar ile genişletilmiş biçimi olup, yaklaşık kırk yıldır çeşitli katkılarla tüketim literatürüne hâkim olmuştur. Var olan literatürde hipotezin başta gelişmiş ülkeler olmak üzere bazı gelişmekte olan ülkeler için de test edilmiş olması, ancak gelişmekte olan ülkeler bazında kapsamlı bir çalışmanın yapılmamış olması dikkat çekmektedir. Dolayısıyla hem çok sayıda gelişmekte olan ülke için panel veri analiz yöntemi uygulayarak literatüre katkıda bulunmak hem de gelişmekte olan ülkelerdeki tüketim davranışlarının gelişmiş ülkelerden farklılık arz edeceği beklentisi bu çalışmanın motivasyonunu oluşturmaktadır. Bu bağlamda çalışmanın amacı, modern tüketim hipotezlerinin sonuncusunu gelişmekte olan ülkeler için yeniden test etmektir.

Bu çalışma, ilk olarak Rasyonel Beklentiler-Sürekli Gelir Hipotezi’ni teorik olarak açıklamakta, daha sonra hipotezin test edilmesine yönelik ampirik literatürü ortaya konmaktadır. Son olarak, gelir grupları bazında sınıflandırılmış GOÜ'ler için

panel veri analizi yapılarak elde edilen test sonuçları yorumlanmakta ve çalışma sonuca bağlanmaktadır.

2. Rasyonel Beklentiler - Sürekli Gelir Hipotezine İlişkin Teorik Çerçeve

İktisat teorisinde rasyonel beklentilere ilişkin ilk açılım Lucas (1976) tarafından yapılmıştır. Hall (1978) ise Sürekli Gelir Hipotezi (SGH)'ne rasyonel beklentiler varsayımını dâhil ederek bunu formüle eden ilk iktisatçıdır. Söz konusu model Rassal Yürüyüş Modeli olarak da adlandırılmaktadır. SGH'de bireylerin sürekli gelirlerini geçmişe dayanan uyarlayıcı bekleyişler ile tahmin ettikleri varsayılmaktadır. Başka bir biçimde ifade olunursa, tüketiciler her bir dönem sürekli gelir tahminlerini geçmiş dönem sürekli gelir tahminlerine ve gelirdeki gerçek değişmelere dayanarak uyarlamaktadırlar (Sachs & Larrain, 1993, s.93). Hall (1978) ise bireylerin rasyonel olduğu kabulünden hareketle, SGH’yi rasyonel beklentiler altında ele alarak rasyonel bekleyişlerle tahmin edilen sürekli gelirin tüketim üzerindeki etkisini incelemiştir.

Hall tüketimde Lucas kritiğini³dikkate almış, böyle yaparak zaman serilerinde durağan olmama problemine de çözüm getirmiştir. Tüketimdeki yapısal ilişkinin cari gelir ile cari tüketim arasındaki ilişkiden değil, dönemler arası tercih sıralamasından kaynaklandığını belirtmiştir. Beklentiler dikkate alındığında değişmeyen şey ise hane halkının amacının yaşam boyu faydayı maksimize etmek olduğudur. Burada, beklentiler ve servet kavramı ve bunların ölçülmesi, merkezi bir rol oynamaktadır.

Hall, SGH’yi belirsizlik altında ele almıştır (Fernandez-Corugedo, 2004, s.10).

Dolayısıyla hane halkları fayda fonksiyonunun beklenen değerini stokastik bir tüketim planı yaparak maksimize etmektedir (Hall, 1978, s.974):

3Lucas, ekonometrik modellerdeki katsayıların politika kuralları değiştiğinde neden sabit kalmadığına ilişkin bir açıklama getirmiştir. Lucas (1976) geleneksel makro iktisadi modellerdeki parametrelerin iktisadi birimlerin beklentilerine bağlı olduğunu ve değişen iktisadi ortamda stabil kalamayacağını ifade etmiştir. Buna karşılık ekonometrik modellemeler, örtük bir yapısal yorumlama getiren -bunlar pratikte Euler denklikleridir- rasyonel beklentilere ilişkin modellerin tahminine odaklanmıştır (Oliner vd., 1996, s. 291).

max 𝑈 (𝑐𝑡, 𝑐𝑡+1, … , 𝑐𝑡+𝑇) = 𝐸𝑡�(1 + 𝛿)^−𝜏

𝑇−𝑡 𝜏=0

𝑢(𝑐𝑡+𝜏) Şu kısıt altında: ∑ (1 + 𝑟)^𝑇−𝑡_𝜏=0 ^−𝜏(𝑐𝑡+𝜏− 𝑤𝑡+𝜏) ≤ 𝐴𝑡

Bu eşitliğin geçerli olabilmesi için hane halklarının kararın verildiği dönem eldeki tüm bilgiler veri iken tüketimlerini her döneme optimal dağıtmaları gerekmektedir. Hall (1978) bu sonucun da olası sonuçlarını şöyle sıralamaktadır:

• t zamanında tüketim düzeyi 𝑐𝑡’den başka bir bilgi yoktur ve bu bilgi marjinal faydanın beklenen değeri etkilemesi açısından gelecek tüketimi 𝑐_𝑡+1’in tahmin edilmesine yardımcı olmaktadır.

• Marjinal fayda 𝛾 = (1 + 𝛿)/(1 + 𝑟) ve 𝜀_𝑡+1’in regresyon hata terimi ve beklenen değerinin (ortalamasının) 𝐸𝑡𝜀𝑡+1= 0 olduğu aşağıdaki regresyon ilişkisine uymaktadır:

𝑢^′(𝑐𝑡+1) = 𝛾𝑢^′(𝑐𝑡) + 𝜀𝑡+1

• Fayda fonksiyonu kuadratikse, 𝛽0 = 𝑐̅(𝑟 − 𝛿)/(1 + 𝑟) olan şu eşitlik geçerli olacaktır:

𝑐𝑡+1= 𝛽0+ 𝛾𝑐𝑡− 𝜀𝑡+1 Ayrıca t zamanında veya daha önce bu regresyona eklenen hiçbir değişkenin katsayısı sıfırdan farklı olmayacaktır. Bu eşitliğe göre sürekli geliri etkilediği düşünülen beklenmedik durumlar olmadıkça tüketim düzeyinin değişmediğini, bu yüzden de belli bir dönemdeki tüketimin bir dönem önceki tüketim ile tesadüfî hata teriminin toplamına eşit olduğunu ifade edilmektedir:

𝑐𝑡 = 𝛾𝑐𝑡−1+ 𝜀𝑡 Hall tarafından SGH’yi rasyonel beklentilere dayandırıp formüle ederek varılan bu sonuca, yani tüketimdeki değişmeleri öngörmenin mümkün olmadığı duruma tesadüfî/rassal yürüyüş adı verilmektedir. Bu durumda tüketim gelir, servet gibi ilgili

değişkenlerin yalnızca öngörülemeyen/sürpriz/beklenmeyen bileşenlerinden etkilenmektedir (Molana, 1991, s.382).

Tüketimin rassal yürüyüş modeline göre, bugünkü (gelecek) tüketimin en iyi tahmincisi bir dönem önceki (cari) tüketim düzeyi olmaktadır. t ve t-1 dönemleri arasındaki tüketim düzeyi farklılıkları bugünkü tahmin edilemeyen olaylardan kaynaklanmakta ve bunlar da 𝜀_𝑡hata teriminin içinde toplanmaktadır. Tüketimdeki değişim öngörülemese de, bu eşitlik rasyonel beklentiler önermesine cevap vermektedir. Rasyonel bir beklenti, beklentinin oluştuğu döneme ait tüm bilgileri kullanmaktadır ve t zamanındaki bu bilgiler veri iken, bireyler tüketimlerini sürekli gelir tahminlerine denk olarak belirleyecektir. Eğer iki dönem arasında geleceğe ilişkin kullanılabilir herhangi bir bilgi yok ise, t döneminde tüketicinin sürekli geliri değişmeden kalacak, dolayısıyla bugünkü tüketim ile bir dönem önceki tüketim birbirine eşit olacaktır. Yalnızca iki dönem arasında yeni bir bilginin ortaya çıkması durumunda 𝑐_𝑡 değişecektir (Attfield, Demery & Duck, 1991, s.206-208). Bu şekilde tüketimin düzgünleştirilmesi (smoothing) bireyin her dönem aynı düzeyde tüketmesi anlamına gelmektedir. Ancak bir sonraki dönemin kesin bilinememesinden ötürü gelecek dönemin gerçekleşen tüketimi planlanandan farklı olabilecektir. Örneğin gelirde beklenmedik bir azalış olması durumunda gerçekleşen tüketim planlanandan daha düşük olacaktır. Öte yandan, bireylerin tüketim planlarında yer almayan bu gibi değişiklikler rasyonel beklentilerle zaten öngörülemediğinden, gelecek tüketiminin en iyi tahmincisi bugünkü tüketim olacaktır.

Flavin (1981) ise Hall (1978)'un tüketimin rassal yürüyüş izlediğine ilişkin iddiasına karşı çıkmış, tüketimin fiili gelirdeki değişmelere aşırı duyarlı olduğunu savunmuştur. Modelin öngördüğü üzere beklentiler rasyonel ise, tüketimdeki değişmelerin öngörülememesi varsayımının geçerli ve gerçekçi olmadığını ifade etmiştir. Buna göre tüketim gelirdeki beklenen değişmelere de tepki vermektedir.

Ayrıca tüketimin gelirdeki beklenmeyen değişmelere çok zayıf tepki göstermesi yani

“aşırı düzgünlük” fenomeni de bu hipotezi geçersiz kılmaktadır. Söz konusu

tartışmaların ve bu kapsamdaki ampirik analizlerin literatürde yaklaşık son otuz yıldır bir artış gösterdiği görülmektedir.

3. Rasyonel Beklentiler - Sürekli Gelir Hipotezine İlişkin Ampirik Literatür Rasyonel Beklentiler Sürekli Gelir Hipotezi'nin testine ilişkin Hall (1978) ile başlayan akım, takip eden yıllardan günümüze çok sayıda çalışmayla süregelmiştir.

Hipotez lehine bulguların genel itibariyle, sınırlı olmakla birlikte gelişmiş ülkeler üzerine yapılan çalışmalardan elde edildiği dikkat çekmektedir. Bu durumun esas olarak, GOÜ' lerde sermaye piyasalarının aksaklığından kaynaklı likidite kısıtına ve tüketicilerin kısa görüşlü/miyop davranış biçimine bağlanması nedeniyle, hipotezin sınanması kapsamında, literatürde bu konular da sıklıkla ele alınmaktadır.

Hall (1978) ABD'nin 1948-1977 dönemi verileriyle tüketimin bir dönem gecikmeli değerinin cari tüketimi tahmin etmede yeterli olup olmadığını tüketimin birkaç gecikmesini daha modele dâhil ederek test etmiştir. Tahmin edilen model şöyledir:

𝑐_𝑡= 8.2 + 1.130𝑐_𝑡−1− 0.040𝑐_𝑡−2+ 0.030𝑐_𝑡−3− 0.113𝑐_𝑡−4 Tüketimin 𝑐_𝑡−2 , 𝑐_𝑡−3 ve 𝑐_𝑡−4 gecikmelerinin katsayılarının sıfır olduğu hipotezinin ve dolayısıyla rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezinin reddedildiğine ilişkin bulgular yeterince güçlü bulunmadığından, bu tahmine göre 𝑐_𝑡−1 dışındaki gecikmeli değişkenlerin regresyona katkıda bulunmadığının söylenebileceği ifade edilmiştir. Bu sonuç, Hall (1978) tarafından tüketimin rassal yürüyüş izlediği hipotezinin ortaya atılmasını sağlamıştır.

Konuya ilişkin temel çalışmalardan olan Campbell ve Mankiw (1990), 1953- 1985 dönemi ABD verileriyle yaptıkları zaman serisi analizinde tüketimin cari gelire duyarlılık katsayısını (λ) yaklaşık 0,5 olarak tahmin etmişler ve bu durumu sürekli gelirden sapma olarak yorumlamışlardır. Benzer şekilde Campbell ve Mankiw (1991) ABD, İngiltere, Kanada, Fransa, Japonya ve İsveç’in çeyreklik verilerini kullanarak,

toplam tüketimin yalnızca sürekli gelirdeki değil cari gelirdeki değişimlerden de etkilendiği sonucuna ulaşmışlardır.

Khalid (1994) Pakistan’da 1960-1992 dönemi için zaman serisi analizi ile hipotezi test etmiştir. Elde edilen bulgulara göre, hem beklenen gelir hem de beklenmeyen gelir katsayıları istatistiksel olarak anlamlı ve sıfırdan farklıdır (0,35 ve 1,11). Dolayısıyla hipotez lehine bulgular elde edilmemiştir.

Viard (1997) ise hipotez aleyhine bulgular elde etmiştir. ABD için rassal yürüyüş hipotezinin test edildiği çalışmadan elde edilen sonuçlara göre, ABD'de tüketim cari harcanabilir gelir düzeyine aşırı duyarlı olduğundan rassal yürüyüş hipotezi reddedilmiştir. Ancak tahmin edilen katsayının iktisadi olarak küçük olduğu ifade edilmiştir.

Benzer şekilde, on altı GOÜ örneklemiyle tüketimin cari gelire duyarlılığı Haque ve Montiel (1989) tarafından test edilmiştir. Bulgulara göre, Türkiye'nin de yer aldığı on altı ülkenin on tanesinde 1960-1985 döneminde likidite kısıtına tabi, dolayısıyla cari gelirden tüketen hane halklarının oranı %30’u aşmakta, tüketimin cari gelire duyarlılık katsayısı ise 0,104-0,788 arasında değişmektedir. Corbo ve Schmidt- Hebbel (1991) ise on üç GOÜ için yine hipotezi reddetmekte ve cari gelirin tüketimin önemli bir belirleyicisi olduğu sonucuna ulaşmaktadır.

Gan ve Soon (1994) Singapur ve Malezya’da 1970-1988 döneminde çeyreklik verilerle eş bütünleşme analizi yaparak hipotezin geçerliliğini araştırmıştır.

Singapur'da hipotez Malezya'ya göre çok daha güçlü biçimde reddedilmiştir. Öte yandan, tüketimi düzgünleştirme niyetiyle tüketicilerin gelire ilişkin beklentilerine dayanarak tasarruflarını belirledikleri bulgusu, likidite kısıtının varlığı nedeniyle hipotezin kabulünü engellemiştir.

Chyi ve Huang (1997), tüketimin cari dönem gelirine duyarlılığını (rule of thumb) beş Doğu Asya ülkesi (Japonya, Güney Kore, Filipinler, Tayland, Tayvan) için Campbell ve Mankiw (1990) modelini kullanarak test etmiştir. Faiz oranlarının

sabit kabul edildiği temel modelin tahminlerine göre, tüketimdeki değişmelerin Tayland ve Tayvan dışında tahmin edilebilir olduğu, ancak Tayvan ve Tayland için Sürekli Gelir Hipotezi’nin reddedilemeyeceği bulgusuna ulaşılmıştır. Öte yandan tüketimin gelirdeki tahmin edilebilir değişmelere duyarlılığını yani likidite kısıtını ölçen λ katsayısı 0,3-0,7 aralığında bulunmuştur. Bu sonuçlar λ'nın İngiltere için yaklaşık 0,2, Fransa içinse 0,4 olarak bulunduğu Campbell ve Mankiw (1991) ile kıyaslandığında, Asya ülkelerinde (Japonya hariç) ve batıdaki sanayileşmiş ülkelerde tüketici kredi piyasalarının gelişmişlik farklılıklarını ortaya koymaktadır. Reel faiz oranları değişken kabul edildiğinde ise sonuçlar tüm ülkeler için SGH’yi reddetmiş, rule of thumb tüketim modeli lehine 0,54-0,73 aralığında anlamlı λ katsayıları elde edilmiştir.

Hatzinikolaou (1999) Yunanistan’da 1960-1993 dönemi için GMM (Genelleştirilmiş Momentler Yöntemi) ile λ katsayısını tahmin etmiştir. λ katsayısı literatürde yer alan üç farklı modele göre (Jappelli & Pagano, 1989; Vaidyanathan, 1993; Campbell & Mankiw, 1990) 0,36 - 0,71 aralığında tahmin edilmiştir.

Özmen (1999) ise Türkiye’de 1950-1994 dönemini ele alarak tüketimin tesadüfî yürüyüş modelini test etmiştir. Optimal gecikme sayısı bir gecikme olarak belirlenmiş, birinci derece otoregresif süreç izleyen tüketim serilerine birim kök testi yapılarak reel tüketim harcamalarının fark durağan olduğu görülmüştür. Sonuç olarak hipotezin geçerli olduğu ifade edilmiştir. Çünkü birey sadece beklenmedik gelir değişikliği halinde tüketimini değiştirmekte, bir gecikmenin ötesindeki gecikmeli tüketim değerlerinin bugünkü tüketim değişkeni üzerinde etkisi bulunmamaktadır.

Bilgili (2006) Türkiye’de hane halkı tüketim harcamalarının tesadüfî yürüyüş izleyip izlemediğini 1987-2003 çeyreklik verileriyle VAR (vector autoregression), eş bütünleşme ve etki-tepki analizleri yaparak test etmiştir. Elde edilen sonuçlara göre, tüketim gelir ve kamu harcamalarındaki beklenen değişmelere %5 anlamlılık düzeyinde aşırı duyarlıdır. Eş bütünleşme analizine göre, tüketim ve diğer değişkenler

arasında uzun dönemli ilişki vardır. Neticede, Türkiye’de tüketim harcamaları aşırı duyarlılık ve düzgünlük göstermekte, rassal yürüyüş hipotezi geçerli olmamaktadır.

Rao ve Sharma (2008) ise Fiji ve Avustralya üzerine yaptıkları çalışmada, Campbell ve Mankiw (1990) modelini dikkate almışlar ve 1974-2005 dönemi için bu ülkelerde Sürekli Gelir Hipotezi’ni test etmişlerdir. Fiji’de APC gelişmiş ülkelere göre daha fazla dalgalanma gösterdiğinden, sürekli gelirden ziyade cari gelirin tüketim kararlarında belirleyici bir rol oynadığı ifade edilmektedir. Nitekim cari gelire duyarlılığı ölçen λ katsayısı her iki ülkede de yaklaşık olarak istikrarlı bulunmuştur.

Fiji’de bu değer 0.527 - 0.475 aralığında iken Avustralya’da 0.3 - 0.244 aralığında tahmin edilmiştir. Sonuç olarak gelişmekte olan bir ülkede gelişmiş ülkeye nazaran tüketimin cari gelir esnekliği daha yüksektir. Benzer şekilde Patnaik (1997) bu katsayıyı Hindistan için yaklaşık 0,50 olarak tahmin etmiştir.

4. Miyopluk, Likidite Kısıtı ve İhtiyati Tasarruf Etkileri

Tüketimin Rasyonel Beklentiler Sürekli Gelir Hipotezi’nin, miyopluk ve likidite kısıtı varlığında geçerliliği de birçok çalışma ile test edilmiştir. Geçici gelirden tüketim eğiliminin sıfır olduğunu varsayan SGH’nin aksine, yapılan birçok çalışma sonuçlarına göre, gelirin geçici bileşeninden marjinal tüketim eğilimi iki nedenden ötürü sıfırdan farklıdır: Miyopluk (irrasyonelite, kısa görüşlülük) ve likidite kısıtı (sermaye piyasalarının aksaklığı). Yani, bu durumda dönemler arası fayda maksimizasyonunun ve rasyonel beklentilerin temel varsayımlarından bir veya birkaçı ihlal edilmektedir (Flavin, 1985, s.1-3).

Miyopluk hipotezi, SGH varsayımlarının aksine, tüketici birimlerinin rasyonel olmadıkları ve kısa görüşlü bir tüketim davranışı sergiledikleri anlamına gelmektedir.

Dolayısıyla bu davranış biçimine sahip bireyler gelecek dönem gelirlerine ilişkin beklenti oluşturmadıklarından, tüketimlerini yalnızca cari dönem gelir düzeylerini dikkate alarak belirlemektedirler. Likidite kısıtının varlığı da yine, tüketicinin tasarruf edebildiği gibi borçlanma kısıtının da olmadığını varsayan SGH ile çelişmektedir.

Gerçek hayatta bireyler borçlanma kısıtı ile karşı karşıya kalmaktadır. Yani t dönemindeki tüketimin t dönemindeki gelir düzeyinden düşük olması durumu (Ct ≤ Yt

eşitsizliği) söz konusu olmaktadır.

Shea (1995) tüketim davranışlarındaki asimetriyi miyopluk ve likidite kısıtı etkilerini birlikte ele alarak açıklamaya çalışmıştır. Shea (1995) Campbell ve Mankiw (1990) modelini referans alarak iki ayrı model tahmin etmiştir. En Küçük Kareler (EKK) ve Araç Değişken Metodu'nu uygulayarak ulaştığı sonuçlara göre ne miyopluk ne de likidite kısıtı tam anlamıyla ABD toplam tüketim davranışını açıklamamaktadır.

Miyop davranış biçimine göre tüketim beklenen gelir artış veya azalışlarına simetrik tepki vermeli, likidite kısıtı varlığında ise tüketim beklenen gelir artışlarına azalışlarından daha fazla tepki vermelidir. Sonuçlara göre tüketimin gelir esnekliği 0,374 ile 0,528 aralığında değişmektedir. Tüketimin beklenen gelir artış ve azalışlarına tepkisi anlamlıdır; ancak gelir azalışlarına çok daha duyarlı olduğundan sonuçlar miyopluk, likidite kısıtı ve hipotez ile uyumlu değildir.

Patnaik (1997) ise Hall (1978)’un hipotezini Hindistan için test etmiş; bir GOÜ'de bireylerin fiziki ve finansal varlıklara sahip olmamakla beraber bu ülkelerde krediye erişimin de mümkün olmadığını, dolayısıyla bu ülkelerde tüketimin cari dönem gelirine duyarlılığının bir yoksulluk göstergesi olacağını ifade ederek bu yoksulluk düzeyini ölçmeyi amaçlamıştır. Likidite kısıtı olan ve olmayan kesimin yer aldığı iki modelin tahmin edildiği çalışmadan elde edilen bulgulara göre, kısıta tabi model tüketimin cari dönem gelirine aşırı duyarlılığına işaret etmekte, Patnaik (1997) kısıta tabi tüketicilerin gelirden aldıkları payı (gelire duyarlılık katsayısı) 0,55 olarak tahmin etmektedir. Drakos (2002) da aynı modelleri Yunanistan için tahmin etmiş ve hipotez reddedilmiştir. Elde edilen sonuçlar bu durumun likidite kısıtının varlığından kaynaklandığına işaret etmektedir.

Sarantis & Stewart (2003) OECD ülkelerinde Rasyonel beklentiler sürekli gelir modelini GMM (Genelleştirilmiş Momentler Yöntemi) ile tahmin etmişlerdir. Tahmin sonuçlarına göre, OECD ülkelerinin çoğunluğunda, tüketim harcamaları cari gelir

tarafından belirlenmektedir. Zaman serisi analizi sonucuna göre cari gelirden tüketim oranı yaklaşık olarak %71, panel veri analiz sonucuna göre yaklaşık %67 olarak tahmin edilmiştir. Ayrıca elde edilen bulgulara göre, cari gelirden tüketim oranlarının ülkeler arasında farklılaşması likidite kısıtı ve gelirdeki belirsizlikten kaynaklı ihtiyati tasarruf güdüsünden kaynaklanmakta, likidite kısıtı etkisi baskın olmaktadır. Likidite kısıtı bu oranı açık bir biçimde, krediler, gelir ve nüfusta büyüme ve faiz oranları aracılığıyla etkilerken, ihtiyati tasarruf işsizlik ve işsizlik oranındaki değişim aracılığıyla etkilemektedir.

Paz ve Gomes (2008) Güney Amerika ülkelerinde (Brezilya, Kolombiya, Peru ve Venezuela) 1950-2000 dönemi için Campbell ve Mankiw (1990) modelini araç değişken metodu uygulayarak tahmin etmiştir. Sonuçlar, yalnızca Venezuela'da hipotezin reddedilemediğini göstermektedir. Brezilya, Kolombiya ve Peru'da beklenen gelirden tüketimin katsayısı 0,513 ile 0,973 arasında değişmektedir.

Hipotezin geçersizliğine gerekçe olarak Shea (1995) modeli tahmin edilmiş; Brezilya için ters asimetri, Kolombiya içinse likidite kısıtı reddedilirken miyopluk ve likidite kısıtı arasında her iki ülkede de ayrım yapılamamıştır.

Lee ve Sawada (2010) ise hane halkı düzeyindeki panel verileri kullanarak Pakistan’da likidite kısıtı altında ihtiyati tasarruf davranışını incelemiştir. Bu amaçla tüketimin Euler denkliğini kullanmışlar, araç değişken metodu uygulamışlardır.

Sonuçlara göre, Pakistan’da başta likidite kısıtına tabi hane halklarında olmak üzere ihtiyati tasarrufa ilişkin güçlü bulgular elde edilmiştir. Tahmin edilen ihtiyat (prudence) parametresi 1,916 ile 3,724 arasında değişmektedir. Ayrıca ihtiyati tasarruf motivi likidite kısıtı altında daha güçlüdür.

Berg (2013) de 2001-2003 dönemi Güney Afrika hane halkı panel verilerini kullanarak emeklilik ödemelerinden ve çocuk yardımlarından beklenen gelir akımının hane halkı harcamalarını nasıl etkilediğini incelemiştir. Sermaye piyasalarında aksaklığın olmadığı, beklenen gelir değişimlerinin tüketimi etkilemediği standart

tüketim modeli reddedilmiştir. Elde edilen bulgulara göre miyop tüketim davranışından ziyade likidite kısıtının bu sonuçlarda etkili olabileceği ifade edilmiştir.

Yazdan ve Sina (2013) ise İran ekonomisi için 1980-2010 yıllık verilerini kullanarak Campbell & Mankiw (1990) modelini eş bütünleşme analizi ve hata düzeltme modeli ile (VECM) ile test etmiştir. Elde edilen sonuçlar tüketicilerin yalnızca %33’ünün (rasyonel tüketici yüzdesi) tüketim tercihlerini sürekli gelire dayanarak yaptıklarını, geri kalanlarınsa miyop olduğunu göstermektedir. Faiz oranı katsayısı ise beklendiği gibi negatif, ancak istatistikî olarak anlamsızdır.

5. Model ve Yöntem

Bu çalışmada, Raut ve Virmani (1990) tarafından tahmin edilen rasyonel beklentiler sürekli gelir tüketim modeli dikkate alınmaktadır. Raut ve Virmani (1990), Hall (1978) tarafından sabit varsayılan reel faizlerin değişken olması durumunu da hesaba katarak her iki durum için analiz yapmışlardır. Faiz oranlarının sabit kabul edildiği çalışmaların hemen hepsi GOÜ’lerde tüketimin cari dönem gelirine aşırı duyarlı olduğu sonucuna ulaşmaktadır. Sabit faiz varsayımı, tüketicilerin cari dönem gelirlerine, faiz oranına ve enflasyona dayanarak oluşturdukları faiz oranı beklentilerini ihmal etmektedir. Bu durum en azından kısa dönemde gerçekçi olmadığından faiz oranı bazı çalışmalarda da olduğu gibi değişken kabul edilerek modele dâhil edilmiştir (Shea, 1995; Chyi & Huang, 1997; Zhang & Wan, 2004; Rao

& Sharma, 2008 gibi). Ayrıca gelişmekte olan ülkelerde enflasyon yüksek seviyelerde seyrettiğinden ve Gazioğlu (1984) tarafından Türkiye gibi yüksek seviyede enflasyona sahip ülkeler için enflasyonun etkisinin modele dâhil edilmesinin gerekliliğinin ifade edilmesinden ötürü enflasyon oranı da söz konusu modelde bağımsız değişken olarak yer almaktadır.

Hall (1978) rassal yürüyüş modelinde, zamanlar arası fayda maksimizasyon problemi faydanın beklenen değerinin kısıt altında maksimizasyonu neticesinde

çözülmektedir. Bu şekilde elde edilen Euler denkliği⁴ üzerinde bazı çözümlemeler yapıldıktan sonra, zaman tercih oranı (𝛿) ve fayda fonksiyonunun esnekliği sabit kabul edildiğinde elde edilecek denklik şöyle olmaktadır (Raut & Virmani, 1990, s.386-387):

ln(𝐶𝑡+1) − ln(𝐶𝑡) = 𝛾0+ 𝛾1𝐸𝑡ln(1 + 𝑟𝑡+1) + 𝜖𝑡+15 Model varsayımlarından bir diğeri, 𝜖_𝑡+1 ile 𝑡 dönemi ve öncesine ait herhangi bir bilgi arasında korelasyon olmaması ve 𝜖𝑡+1'in beklenen değerinin 𝐸𝑡(𝜖𝑡+1) = 0 olmasıdır. Bu, rasyonel beklentiler altında tüketicilerin Rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezine göre davranacaklarını ifade eden sıfır hipotezidir. Ayrıca yukarıdaki denklemde logaritmik dönüştürülmüş tüketimin, zamanla değişen bir yönelim parametresiyle (𝛾0+ 𝛾1𝐸𝑡ln(1 + 𝑟𝑡+1)) rassal yürüyüş izlediği ifade edilmektedir.

Modelin tahmininde kullanılacak değişkenlere ait bilgiler Tablo 1'de sunulmaktadır.

Tablo 1 Modelde Yer Alan Değişkenlere Ait Bilgiler

Değişken Tanım Kaynak

CONPCAP Kişi başına tüketim harcamaları (2005$) Dünya Bankası (WDI)

INCPCAP Kişi başına gelir (2005$) Dünya Bankası (WDI)

M_INT Nominal mevduat faiz oranı Dünya Bankası (WDI)

L_INT Nominal borç verme faizi Dünya Bankası (WDI)

R_MINT Reel mevduat faiz oranı Hesaplamalar

R_LINT Reel borç verme faizi Hesaplamalar

INF Enflasyon oranı Dünya Bankası (WDI)

4Teorik çerçeve açıklanırken rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezine ilişkin gerekli matematiksel çözümlemeler yapılmıştır.

Euler denklemi, t dönemindeki tüketim davranışı ile izleyen t+1 dönemindeki tüketim davranışını ilişkilendirmektedir.

5𝛾₀= [ln(1 + 𝛿) − 𝛼]/𝜎 ve 𝛾₁= −1/𝜎

Reel faiz oranı, nominal faiz oranı ile enflasyonun bir dönem sonraki değerlerinden oluştuğu varsayılan beklenen enflasyon değerleri kullanılarak hesaplanmıştır.⁶Raut ve Virmani (1990)'den farklı olarak, borç verme faiz oranı da modelde yer almaktadır. " 𝑑𝑖𝑓" yani bağımlı değişken, tüm ülkeler için 𝑡 + 1 dönemindeki tüketim ile 𝑡 dönemi tüketiminin farkını ( 𝑙𝑛𝑐𝑜𝑛𝑝𝑐𝑎𝑝_𝑖𝑡+1− 𝑙𝑛𝑐𝑜𝑛𝑝𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡) temsil etmek üzere tahmin edilen modeller şöyle tanımlanmaktadır:

I: 𝑑𝑖𝑓𝑖𝑡 = 𝛾0+ 𝛾1 𝑟_{𝑚𝑖𝑛𝑡𝑖𝑡}+ 𝛾2 𝑟_{𝑙𝑖𝑛𝑡𝑖𝑡}+ 𝛾3 𝑙𝑛𝑐𝑜𝑛𝑝𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡

+𝛾₄ 𝑙𝑛𝑖𝑛𝑐𝑝𝑐𝑎𝑝_𝑖𝑡+ 𝑢_𝑖𝑡+1

II: 𝑑𝑖𝑓𝑖𝑡 = 𝛾0+ 𝛾1 𝑚_{𝑖𝑛𝑡𝑖𝑡}+ 𝛾2 𝑙_{𝑖𝑛𝑡𝑖𝑡}+ 𝛾3 𝑙𝑛𝑐𝑜𝑛𝑝𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡+ 𝛾4 𝑙𝑛𝑖𝑛𝑐𝑝𝑐𝑎𝑝𝑖𝑡

+𝛾₅ 𝑖𝑛𝑓_𝑖𝑡+ 𝑢_𝑖𝑡+1

Hata terimi 𝑢_𝑡+1 , 𝜖_𝑡+1 ile ln(1 + 𝑟_𝑡+1)'e ilişkin tahmin hatalarının toplamıdır.

Bu modeller aracılığıyla, 𝛾4 = 0 olan sıfır hipotezi 𝛾4 ≠ 0 olan genel alternatif hipoteze karşı ve cari dönem tüketim fonksiyonu yaklaşımıyla test edilmektedir.

Modellerin tahmininde kullanılan yöntem statik panel veri EKK (En Küçük Kareler) yöntemidir. Zaman serisi ve yatay kesit analizlerinin birleşiminden oluştuğu için, panel veriler daha kapsamlı bir analiz imkânı sunmaktadır. Panel veriler dengeli panel ve dengesiz panel olarak iki çeşit olup, dengeli panel her yatay kesitin aynı gözlem sayısına, dengesiz panel ise yatay kesitlerin farklı gözlem sayılarına sahip olduğu durumu göstermektedir (Gujarati & Porter, 2012, s.593). Bu çalışmada dengeli panel örneği uygulanacaktır.

Modellerde yer alan 𝑖 indisi yatay kesit boyutunu (hane halkları, bireyler, firmalar, ülkeler vb) gösterirken, 𝑡 ise zamanı göstermektedir. Statik panel veri analizi kapsamında Havuzlanmış En Küçük Kareler Yöntemi, Sabit ve Rassal Etkiler olmak üzere üç tahmin edici ile tahmin yapılabilmektedir.

6 Enflasyon oranları çift haneli de olabildiğinden reel faiz oranı 𝑟𝑖𝑛𝑡 =^{1+𝑛𝑖𝑛𝑡}_1+𝜋𝑒 − 1 formülü kullanılarak hesaplanmıştır. Beklenen enflasyon verileri bir dönem sonra gerçekleşmiş enflasyon değerleri ile oluşturulmuştur.

Havuzlanmış En Küçük Kareler Yöntemi (HEKK), örneklemin aynı ülke grubundan alındığı, yani homojen kabul edildiği durumlarda (örneğin, aynı gelir grubunda yer alan ülkeler veya Avrupa Birliği’ne üye ülkeler gibi) verilerin kesit ve zaman serisi özelliklerinin göz ardı edilmesi durumunda uygulanan bir yöntemdir (Gujarati & Porter, 2012, s.593). Sabit Etkiler Modeli (SEM) ise en basit haliyle, bütün eğim (parametre) tahminlerinin yatay-kesitlerde ve zaman içinde sabitken, modeldeki sabit terimin yatay-kesitlerde değişiklik göstermesi, ancak zaman içinde değişmemesidir. Bu model yatay kesitlere özgü ve zamanla değişmeyen etkileri yansıtmaktadır (Asteriou & Hall, 2011, s.418-419). Hata bileşenleri modeli olarak da adlandırılan Rassal Etkiler Modeli (REM)'nde ise, yatay kesitsel ve zaman içindeki değişiklikler modele hata teriminin bir unsuru, yani rassal olarak dâhil olmaktadır.

REM'deki gözlenemeyen etkiler rassal olup, bu etkilerin ortalamasının sıfır, varyansının ise sabit olduğu varsayılmaktadır. Sabit etkilerde olduğu gibi, rassal etkiler yaklaşımında da sabit terimler her bir kesit için farklı olup zaman içinde değişmemekte, ayrıca bağımlı ve bağımsız değişkenler arasındaki ilişkinin de kesit ve zaman itibariyle aynı olduğu varsayılmaktadır. Ancak farklı olarak sabit etkilerde her kesitin sabit değeri farklı iken, rassal etkilerde rassal hata bileşeni (gözlenemeyen etkiler) 𝜖𝑖, yatay kesite özgü sabitin tüm kesitlere ait genel (ortalama) sabitten (𝛼) sapmalarını göstermektedir. Bir diğer fark, REM’de rassal etkilerin (𝜖𝑖) hata terimleri ve açıklayıcı değişkenlerle arasında korelasyon olmamasıdır (Wooldridge, 2005, s.501).

6. Tahmin Sonuçları

Gelir gruplarına göre üç farklı kategoriye ayrılmış 8’i düşük, 23’ü alt orta, 23'ü üst orta gelir grubunda yer alan ülke gruplarında ayrı ayrı 2000-2011 dönemi için HEKK, SEM ve REM tahmincileri ile modeller tahmin edilmiştir.

Bu kapsamda, her bir gelir grubu için tüm tahmincilere ait katsayı tahminleri yapılmış, sonrasında Tablo 2’de sonuçları verilen, sabit etkilerin varlığını araştıran F

ve ki-kare testleri uygulanmıştır. Ardından, rassal etkilerin varlığını araştıran Honda testi dikkate alınmış, son olarak REM ve SEM arasında tercihi sağlayan Hausman testi uygulanmıştır.

Ayrıca Model I ve Model II’de yer alan açıklayıcı değişkenlerden olan borç verme faiz oranını temsilen kullanılan l_int, modellerin hiçbirinde istatistikî olarak anlamlı sonuç vermediğinden, tahminlerin tamamı bu değişken modelden çıkarılarak yapılmıştır.

Bu analizlerin öncesinde, modellerde kullanılan serilerin durağanlığı araştırılmıştır. Bu kapsamda Levin, Lin Chu-LLC (2002) ve Fisher PP birim kök testleri uygulanmış ve Tablo 2'de panel birim kök test istatistiklerine ait sonuçlar verilmiştir. Sonuçlara göre tüm gelir grupları ve tüm serilere uygulanan iki birim kök testinden en az bir testin sonucuna göre serilerin tamamı seviyede durağan - I(0)- olduklarından serilerde birim kök olmadığından hareketle analiz yapılmıştır.

Tablo 2 Birim Kök Analiz Sonuçları*

Düşük Gelir Alt Orta Gelir Üst Orta Gelir

Değişkenler LLC

(Düzey)

PP (Düzey)

LLC (Düzey)

PP (Düzey)

LLC (Düzey)

PP (Düzey) dif

(lnconpcapit+1-lnconpcapit)

0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000***

Lnconpcapit 0.000*** 0.750 0.000*** 0.014** 0.001*** 0.443

Lnincpcap_it 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.009*** 0.005*** 0.058*

m_int 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.001*** 0.0000*** 0.008***

r_mint 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000***

inf 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.0000***

* H₀: Birim kök vardır.

Tablodaki değerler test istatistiklerine ait olasılık değerleri olup, "seviye/düzey" sonuçlarıdır.

***p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1

Birim kök analizinin ardından, katsayı tahminine geçmeden önce uygun metodun belirlenmesi gerekmektedir. Tablo 3’te tüm ülke grupları için SEM ile HEKK metotları arasında tercih yapılmasını sağlayan F ve ki-kare testine ilişkin sonuçlar sunulmaktadır.

Tablo 3 Gelir Gruplarına Göre F ve Ki-kare Testi Sonuçları*

Ülke Grupları Model I Model II

F Testi Ki-kare Testi F-Testi Ki-kare Testi

Düşük Gelir 1.499

(0.180)

11.239 (0.129)

1.373 (0.229)

10.476 (0.163)

Alt Orta Gelir 2.574

(0.0002)

56.338 (0.0001)

2.320 (0.0011)

51.523 (0.0004)

Üst Orta Gelir 1.054

(0.401)

24.763 (0.309)

1.092 (0.357)

25.734 (0.263)

*H_0: Sabit grup etkisi yoktur.

t istatistiklerine ait olasılık değerleri parantez içerisindedir.

Tablo 3’te yer alan alt orta gelir grubunun F ve Ki-kare test sonuçlarına göre, tek yönlü (yatay kesitlere özgü) grup etkilerinin olmadığına ilişkin sıfır hipotezi %5 anlamlılık seviyesinde reddedilmekte ve bu ülke grubu için sabit etkiler modeli (SEM) tercih edilmektedir. Ancak düşük gelir ve üst orta gelir grubu için sıfır hipotezi reddedilemediğinden, sabit grup etkileri reddedilmekte ve HEKK yöntemi tercih edilmektedir.

Bir sonraki aşamada, REM ile HEKK arasında tercih yapılmasını sağlayan, dolayısıyla rassal etkilerin varlığını araştıran Honda testi uygulanmakta ve test istatistiğine ait sonuçlar Tablo 4’te verilmektedir.

Tablo 4 Gelir Gruplarına Göre Honda Testi Sonuçları*

Ülke Grupları

Model I Model II

Honda Testi Honda Testi

Düşük Gelir 0.249 (0.402) -0.056 (0.522)

Alt Orta Gelir 0.293 (0.385) -0.359 (0.640)

Üst Orta Gelir -0.439 (0.669) -0.498 (0.691)

*H_0: Rassal grup ve zaman etkisi yoktur.

t istatistiklerine ait olasılık değerleri parantez içerisindedir.

Tablo 4’e göre, rassal etkilerin olmadığına ilişkin Honda test istatistiğine ait sıfır hipotezi ülke gruplarının hepsinde kabul edilmektedir. Dolayısıyla bu sonuçlara göre rassal etkiler modelinin ülke gruplarının hiçbiri için uygun bir tahminci olmadığı görülmektedir. Yani, Honda testi uygulanarak HEKK ile REM arasında tercih yapıldığında, tüm gelir gruplarında HEKK yöntemi tercih edilmektedir. Bu şu anlama gelmektedir: Honda testi sonucuna göre düşük ve üst orta gelir grubu için HEKK en

uygun yöntem iken, F testi sonucu da dikkate alındığında, alt orta gelir grubu için SEM tercih edilmektedir.

Son olarak sabit etkilerin bulunduğu alt orta gelir grubunda, açıklayıcı değişkenlerle hata terimleri arasında korelasyon olup olmadığını test etmek ve REM ile SEM arasında seçim yapmak amacıyla geliştirilmiş olan Hausman testinden faydalanılmakta, test sonuçları Tablo 5’te sunulmaktadır.

Tablo 5 Alt Orta Gelir Grubuna Ait Hausman Testi Sonucu*

Ülke Grupları Model I Model II

Alt Orta Gelir 39.061***

(0.0000)

35.009***

(0.0000)

*H0: Açıklayıcı değişkenlerle hata terimleri arasında korelasyon yoktur.

t istatistiklerine ait olasılık değerleri parantez içerisindedir.

***p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1

Tablo 5’te yer alan, açıklayıcı değişkenlerle hata terimleri arasındaki korelasyonu araştıran Hausman testi sonuçlarına göre alt orta gelir grubunda her iki model için de açıklayıcı değişkenlerle hata terimleri arasında korelasyonun olmadığına ilişkin sıfır hipotezi reddedilmektedir. Yani sonuçlar açıklayıcı değişkenlerle hata terimleri arasında ilişki olduğuna işaret etmekte, bu da rassal etkiler tahmincisinin tutarsız olduğunu göstermektedir (Baltagi, 2005, s.66). Dolayısıyla tercih edilmesi gereken yöntem alt orta gelir grubu için SEM olmaktadır. Tablo 6’da ise gelir grupları itibariyle nihai olarak modellerin tahmin edilmesinde kullanılan yöntemler sunulmaktadır.

Tablo 6 Gelir Gruplarına Göre Uygun Tahminciler

Ülke Grupları Model I Model II

Düşük Gelir HEKK HEKK

Alt Orta Gelir SEM SEM

Üst Orta Gelir HEKK HEKK

HEKK: Havuzlanmış En Küçük Kareler Yöntemi, SEM: Sabit Etkiler Modeli

Uygun tahmincilerin tespit edilmesinin ardından, her bir ülke grubu ve model için katsayı tahmin sonuçları ve bu katsayıların istatistikî anlamlılık düzeyini gösteren t istatistik değerleri Tablo 7’de yer almaktadır.

Tablo 7 Gelir Grupları ve Modeller İtibariyle Katsayı Tahmin Sonuçları

Ülke/ Gelir Grupları Bağımlı değişken, dif

(lnconpcapit +1- lnconpcapit)

Düşük Gelir Alt Orta Gelir Üst Orta Gelir

Model I Model II Model I Model II Model I Model II Cari dönem tüketimi,

lnconpcapit

0.051 (0.459)

0.072 (0.647)

-0.286***

(-6.197)

-0.282***

(-6.039)

-0.054***

(-3.763)

-0.056***

(-3.885) Cari dönem geliri,

lnincpcapit

-0.094 (-0.828)

-0.089 (-0.801)

0.171***

(3.536)

0.164***

(3.169)

0.026 (0.550)

0.033**

(1.922) Nominal mevduat faiz oranı,

m_int_it - 0.001

(0.262) - -0.002

(-0.909) - -0.0002

(-0.342) Reel mevduat faiz oranı,

r_mint_it

0.0002

(0.216) - -0.007***

(-3.059) - -0.003**

(-2.339) - Enflasyon oranı,

infit

- 0.001

(0.561) - -0.002*

(-1.545) - 0.0006**

(2.094)

***p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0. 1 t istatistik değerleri parantez içerisindedir.

Tablo 6’da yer alan katsayı tahminlerine göre, alt orta ve üst orta gelir gruplarında cari dönem tüketiminin tüketimdeki büyüme üzerindeki etkisi negatif ve istatistikî olarak anlamlı iken, düşük gelir grubunda bu etki pozitif ve anlamsızdır.

Reel mevduat faiz oranının tüketimdeki büyüme üzerindeki etkisi alt orta ve üst orta gelir gruplarında en az %5 anlamlılık düzeyinde anlamlı ve negatif iken, düşük gelir grubunda pozitif ve istatistikî olarak anlamsızdır. Yine elde edilen bulgulara göre, enflasyon oranının etkisi alt orta gelir grubunda negatif ve %10 düzeyinde, üst orta gelir grubunda pozitif ve %5 düzeyinde anlamlı iken; düşük gelir grubunda anlamsızdır. Düşük gelir grubundaki ülkeler için, gelirin neredeyse tamamının tüketildiğini ve tasarruf düzeyinin çok düşük olduğunu söylemek yanlış olmayacaktır.

Dolayısıyla bu ülkelerde faiz oranı ve enflasyon değişkenlerinin istatistikî olarak anlamsız olması beklenen bir durumdur.

Reel mevduat faiz oranı üç farklı kanaldan tüketimi etkileyebilmektedir. İlk olarak tüketimin dönemler arası ikame esnekliğini ölçmektedir. İkame esnekliğinin büyüklüğünü bilmek, tüketimin getiri oranındaki değişimlere tepkisini ölçebilmek açısından önemli ve gereklidir (Bayar & Morrow, 1999, s.14-15). Buna dayanarak ikame esnekliğinin işaretinin iktisadi anlamda negatif olması beklenmektedir. Reel faiz oranlarındaki artış ikame etkisi yoluyla tasarrufları artırarak tüketim harcamalarını azaltacaktır.

İkinci olarak, reel faiz oranlarındaki değişimin gelir etkisi söz konusu olabilmektedir. Eğer tüketici net tasarruf eden konumundaysa, faiz oranı artışı bir önceki duruma göre tüketimini artırabilecek, pozitif gelir etkisi yaratabilecektir. Bu etki genellikle gelişmiş ülke ekonomilerinde söz konusu olmaktadır.

Son olarak, faiz oranlarının servet etkisi dolayısıyla, faiz oranlarındaki artış gelecekteki gelir akımlarının bugünkü değerini düşüreceğinden, tüketicinin tüm servetinde bir azalma meydana gelecektir. Bu nedenle tüketim harcamaları azalacaktır. Tahmin edilen Model I’de düşük gelir dışındaki gelir gruplarında tüketimdeki büyümenin reel faiz oranına duyarlılığının negatif olması, ikame ve servet etkilerinin gelir etkisine baskın olduğunun bir göstergesidir.

Rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezinin varsayımları gereği, gelecek dönem tüketim harcamaları üzerinde etkili olan tek değişken cari dönem tüketim harcamaları olup, tüketim harcamaları kontrol edildiğinde gelirdeki beklenen değişmeler yani cari dönem geliri, gelecek dönem tüketimini etkilememektedir. Elde edilen bulgulara göre, cari dönem gelirinin tüketimdeki büyüme üzerindeki etkisine bakıldığında, bu etkinin düşük gelir grubunda istatistikî olarak anlamsız olduğu, alt orta gelir grubunda %1 anlamlılık düzeyinde anlamlı olduğu ve üst orta gelir grubunda yalnızca enflasyon oranını içeren model için (Model II) %5 düzeyinde anlamlı olduğu görülmektedir. Yani Model I’e göre hipotez reddedilemezken, Model II’ye göre reddedilmektedir. Alt orta gelir grubunda cari gelirdeki %1'lik bir artış tüketimdeki büyümeyi yaklaşık % 0.17, üst orta gelir grubunda ise % 0.03 artırmaktadır. Dolayısıyla katsayı tahmin sonuçları, alt orta ve üst orta gelir gruplarında hipotezin geçerli olmadığını söylemek için yeterlidir. Bu ülkelerde tüketimdeki büyüme cari gelir düzeyine duyarlı olduğundan, hane halklarının tüketim davranışlarında sürekli/yaşam boyu gelirlerini temel almadıkları çıkarımı yapılabilecektir.

7. Sonuç

Bu çalışmada GOÜ’lerde tüketimin beklenen gelire "aşırı duyarlılığı" veya Campbell ve Mankiw (1989, 1990)’in ifadeleriyle rule of thumb kuralı olarak bilinen tüketimin cari gelire duyarlılığı, tüketimin sürekli/yaşam boyu gelirlerinin öngördüğü aşırı düzgünlük (excess smoothness) varsayımına karşılık test edilmiştir. Elde edilen sonuçlar, GOÜ’lerde tüketimin rassal yürüyüş izlemediğine işaret etmektedir.

Rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezinin varsayımları ile ampirik çalışmalardan elde edilen sonuçların uyuşmazlığı, bu ülkelerde likidite kısıtı, ihtiyati tasarruf güdüsü ve miyop davranış biçimine bağlanmaktadır. GOÜ’lerde finans ve sermaye piyasalarının işleyişindeki aksaklıklar, hane halklarının borçlanma esnekliğini düşürmekte, sürekli/yaşam boyu gelirde geçerli olan tüketim düzleştirmesi (smoothness) varsayımı geçerliliğini yitirmektedir. Benzer şekilde, bu ülkelerde gelecekteki servet ve gelir akımlarına ilişkin belirsizlikler, hane halklarının ihtiyati tutum sergilemelerine, yani gönülsüz tasarruf ederek tüketimlerini azaltmalarına yol açmaktadır. Ayrıca GOÜ’lerde hane halkları rasyonel davranış sergilememekte, cari dönem tüketimlerini cari dönem gelirlerine bağlayan miyop davranış biçimine sahip olmaktadırlar. Bu durum, tüketimin tahmin edilebilirliği açısından, GOÜ’lerde sermaye piyasalarının etkinliğini artırıcı ve belirsizlikten kaynaklı ülke riskini azaltıcı politikaların önemini ortaya koymaktadır.

KAYNAKÇA

Asteriou, D. & Hall, S.G. (2011). Applied econometrics. Palgrave Macmillan.

Attfield, C., Demery, D. & Duck, N. (1991). Rational expectations in macroeconomics: An introduction to theory and evidence. Wiley-Blackwell.

Bayar, A. & Mc.Morrow, K. (1999). Determinants of private consumption (No. 135). Directorate General Economic and Monetary Affairs (DG ECFIN), European Commission.

Berg, E. (2013). Are poor people credit-constraint or myopic? Evidence from a South African panel.

Journal of Development Economics, 101, 195-205.

Bilgili, F. (2006). Random walk, excess smoothness or excess sensitivity? Evidence from literature and an application for Turkish economy. MPRA, 24086, 1-20.

Campbell, J.Y. & Mankiw, N.G. (1990). Permanent income, current income, and consumption. Journal of Business & Economic Statistics, 8(3), 265-279.

Chyi, Y.L. & Huang, C.H. (1997). An empirical study of the ‘rule of thumb’ consumption model in five East Asian countries. Applied Economics, 29(10). 1271-1282.

Chyi, Y.L. & Huang, C.H. (1997). An empirical study of the ‘rule of thumb’ consumption model in five East Asian countries. Applied Economics, 29(10). 1271-1282.

Corbo, V. & Schmidt-Hebbel, K. (1991). Public policies and saving in developing countries. Journal of Development Economics, 36(1), 89-115.

Drakos, K. (2002). Myopia, liquidity constraints, and aggregate consumption: The case of Greece.

Journal of Economic Development, 27(1), 97-105.

Duesenberry, J.S. (1949). Income, saving and the theory of consumer behavior. Harvard University Press.

Fernandez-Corugedo, E. (2004). Consumption theory. Centre for Central Banking Studies, Bank of England.

Flavin, M. A. (1981). The adjustment of consumption to changing expectations about future income.

Journal of Political Economy, 89(5), 974-1009.

Flavin, M. A. (1985). Excess sensitivity of consumption to current income: Liquidity constraints or myopia. Canadian Journal of Economics, 18(1), 117-136.

Friedman, M. (1957). A theory of the consumption function. Princeton University Press.

Gan, W.B. & Soon, L.Y. (1994). Rational expectations, saving and anticipated changes in income:

Evidence from Malaysia and Singapore. Journal of Macroeconomics, 16(1), 157-170.

Gazioğlu, S. (1984). Alternative theories of the consumption function: The case of Turkey. Greek Economic Review, 6(2), 203-232.

Gujarati, D.N. & Porter, D. (2012). Temel ekonometri (Ü.Şenesen ve G. Günlük Şenesen, Çev.).

Literatür Yayıncılık.

Hall, R.E. (1978). Stochastic implications of the life cycle-permanent income hypothesis: Theory and evidence. Journal of Political Economy, 86(6), 971-987.

Haque, N.U. & Montiel, P. (1989). Consumption in developing countries: Tests for liquidity constraints and finite horizons. The Review of Economics and Statistics, 71(3), 408-415.

Hatzinikolaou, D. (1999). Modelling consumption: permanent-income or rule-of –behaviour?.

Economic Modelling, 16(2), 293-306.

Keynes, J.M. (1936). The general theory of employment, interest and money. Harcourt, Brace & World, Inc.

Khalid, A.M. (1994). Empirical tests of the rational expectations-permanent income hypothesis:

Evidence from Pakistan. The Pakistan Development Review, 33(4), 1043-1053.

Kuznets, S. (1952). Proportion of capital formation to national product. The American Economic Review, 42(2), 507-526.

Lee, J.J. & Sawada, Y. (2010). Precautionary saving under liquidity constraints: Evidence from rural Pakistan. Journal of Development Economics, 91(1), 77-86.

Modigliani, F. (1949). Fluctuations in the saving-income ratio: A problem in economic forecasting. In Studies in income and wealth, (pp. 369-444). NBER.

Molana, H. (1991). The time series consumption function: Error correction, random walk and the steady-state. The Economic Journal, 101(406), 382-403.

Oliner, S. D., Rudebusch, G. D., & Sichel, D. (1996). The Lucas critique revisited assessing the stability of empirical Euler equations for investment.Journal of Econometrics, 70(1), 291-316.

Özmen, M. (1999). Tüketim tesadüfi yürüyüş izler mi? Türkiye için rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezinin test edilmesi. İktisat, İşletme ve Finans, 14(161), 84-94.

Patnaik, I. (1997). Poverty, excess sensitivity and the permanent income hypothesis: evidence from a developing country. Applied Economics Letters, 4(8), 521-524.

Paz, L.S. & Gomes, F.A.R. (2008). Consumption in South America: myopia or liquidity constraints?

Insper Working Paper, 156.

Rao, B.B. & Sharma, K.L. (2008). Testing the permanent income hypothesis in the developing and developed countries: A comparison between Fiji and Australia. International Journal of Applied Business and Economic Research, 6(2), 97-106.

Raut, L.K. & Virmani, A. (1990). Determinants of consumption and savings behavior in developing countries. The World Bank Economic Review, 3(3), 379-393.

Sachs, J.D. & Larrain, F.B. (1993). Macroeconomics in the global economy. Prentice Hall Publishers.

Sarantis, N., & Stewart, C. (2001). Saving behaviour in OECD countries: Evidence from panel cointegration tests. The Manchester School, 69(1), 22-41.

Shea, J. (1995). Myopia, liquidity constraints, and aggregate consumption: A simple test. Journal of Money, Credit and Banking, 27(3), 798-805.

Viard, A.D. (1997). How forecastable is consumption growth? New evidence on the Hall random walk hypothesis. Applied Economics, 29(11), 1435-1446.

Wooldridge, J.M. (2005). Introductory econometrics: A modern approach. South Western College Pub.

Yazdan & Sina (2013). The testing of Hall’s permanent income hypothesis: A case study of Iran. Asian Economic and Financial Review, 3(3), 311-318.

Zhang, Y. & Wan, G.H. (2004). Liquidity constraint, uncertainty and household consumption in China.

Applied Economics, 36(19), 2221-2229.

Ek 1. Literatür Özeti

Çalışma İncelenen ülkeler &

incelendiği dönem Amaç Yöntem Sonuç

Haque &

Montiel, 1989

16 GOÜ, 1960-1985 Mısır, Hindistan,

Kenya, Cezayir, Endonezya, Malezya, K. Kore, Nijerya, Peru,

Filipinler, Tayland, Türkiye…

Rasyonel beklentiler sürekli gelir hipotezinin ve

likidite kısıdının test edilmesi

Eş bütünleşme, Araç değişken metodu (tüketimin ikinci gecikmesi, gelir, reel kamu harcamaları, reel yatırım, faiz oranı, ticaret hadleri endeksi)

10 ülke de likidite kısıdına tabi, cari gelirden tüketen hane halklarının oranı %30’u aşmakta, tüketimin cari gelire duyarlılık

katsayısı ise 0.104-0.788 arasında değişmektedir.

Gan ve Soon, 1994

Malezya ve Singapur,

1970-1988 Hipotezin test edilmesi Eş bütünleşme, Granger nedensellik, VAR

Singapur'da SGH Malezya'ya göre çok daha güçlü biçimde reddedilmiştir.

Khalid, 1994 Pakistan, 1960-1992 Hipotezin test edilmesi EKK

Hem beklenen gelir hem de beklenmeyen gelir katsayıları anlamlı ve 0’dan farklı (0.35

ve 1.11).

Shea, 1995 ABD, 1956:4-1988:4

Tüketim davranışındaki asimetriyi miyopluk ve likidite kısıtı etkilerini

birlikte ele alarak açıklamaya çalışmıştır.

Araç Değişken Metodu ve EKK

Tüketimin gelir esnekliği 0,374 ile 0,528 aralığındadır. Tüketimin beklenen gelir artış ve azalışlarına tepkisi anlamlıdır; ancak gelir

azalışlarına daha duyarlı olduğundan sonuçlar miyopluk, likidite kısıtı ve hipotez

ile uyumlu değildir.

Chyi &

Huang, 1997

Japonya, Güney Kore, Filipinler, Tayland,

Tayvan:

Tüketimin cari dönem gelirine duyarlılığını (rule

of thumb) test etmek

İki Aşamalı EKK, Araç değişken metodu

Reel faiz oranları değişken iken tüm ülkelerde sürekli gelir reddedilmiş, rule of

thumb tüketim modeli lehine 0.54-0.73

aralığında anlamlı 

Patnaik, 1997 Hindistan, 1960-1993

Aşırı duyarlılığın test edilmesi, yoksulluk düzeyinin ölçülmesi

Araç değişken metodu (tüketimin bir gecikmesi, gelir,

özel sektör yatırımları, kamu harc.)

Aşırı duyarlılık katsayısı 0.547 olup, tüketiciler kredi kısıtına tabidir.

Ekonomik Yaklaşım ISSN 1300-1868 print © 2016 Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association - Ankara Her hakkı saklıdır © All rights reserved