faiz oranı geçiş etkisinin ekonometrik analizi

advertisement
İnönü Üniversitesi Uluslararası Sosyal Bilimler Dergisi
İdari Bilimler, ISSN: 2147-0936
Cilt. 2, Say. 1, 2013, 70-90.
www.inijoss.com
FAİZ ORANI GEÇİŞ ETKİSİNİN
EKONOMETRİK ANALİZİ: TÜRKİYE
ÜZERİNE AMPİRİK BİR ÇALIŞMA
Güller ŞAHİN
İnönü Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi İktisat Bölümü
guller.sahin@inonu.edu.tr
Esra CANPOLAT
İnönü Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Ekonometri Bölümü
esra.canpolat@inonu.edu.tr
Mübeyna DOĞAN
İnönü Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi İktisat Bölümü
mubeyna.dogan@inonu.edu.tr
Özet
Bu çalışmanın amacı, Türkiye ekonomisinde örtük enflasyon hedeflemesi
stratejisine geçildiği tarihten 01:2002, 08:2012 dönemine ait faiz oranı geçiş
etkisini vektör otoregresyon modelleri çerçevesinde etki-tepki fonksiyonu, varyans
ayrıştırması ve Granger nedensellik testi ile analiz etmektir. Ekonometrik
modellerle yapılan uygulamalar sonucunda; Türkiye ekonomisinde politika faiz
oranı, nakit krediler, taşıt kredileri, konut kredileri ve ticari kredilere uygulanan
faiz oranları arasındaki ilişkinin pozitif yönlü ve anlamlı olduğu, kısmi faiz oranı
geçiş etkisinin varlığı bulgularına ulaşılmıştır. Türkiye’de faiz oranı geçiş etkisini
konu alan araştırmaların oldukça kısıtlı olması nedeniyle, çalışmanın iktisat
literatürüne önemli katkı sağlayacağı düşünülmüştür.
Anahtar Kelimeler: Etki-Tepki Fonksiyonu, Faiz Oranı Geçiş Etkisi, Granger
Nedensellik, Varyans Ayrıştırması, Vektör Otoregresyon
JEL Sınıflama Kodları: E43, H81

Sorumlu Yazar
71
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
Abstract
The aim of this study is to analyze the pass-through effect of interest rate over the
period 01:2002 to 08:2012. The analysis is done within the framework of vector
autoregression models: impulse-response functions, variance decomposition, and
Granger causality. According to the results, there is a positive and significant
relationship between political interest rate and interet rates on housing loans, car
loans, cash loans and commercial loan. In addition partial pass-through effect is
detected. As there are only a few studies related with pass-through effect in
Turkey, this study will substantially contribute to the economics literature.
Key Words: Impulse-response Function, Interest Rate Pass-through, Granger
Causality, Variance Decomposition, Vector Auto Regression
JEL Classifications Codes: E43, H81
Şahin, Canpolat ve Doğan
1.
72
GİRİŞ
İnsanların cari gelirinin bir kısmından vazgeçmesi için, kendilerine bir fiyatın
ödenmesi gerekir ve bu fiyata faiz denir. Toplumun bugünkü tüketiminin
gelecekteki tüketimi için fırsat maliyeti, faiz oranının yeteri kadar yüksek
olmasına bağlıdır. Faiz oranı; gelirleri, tasarruflar ve yatırımlar arasında ulusal
gelir düzeyini değiştirmeksizin paylaştırmak olduğu için politika yapıcılar
açısından son derece önemlidir.
Çalışmanın amacı; 2002-2012 yılları arasına ait politika faiz oranı, konut kredileri,
ticari krediler, taşıt kredileri ve nakit kredi faiz oranları değişkenlerini kullanarak
Türkiye’de faiz oranlarının geçiş etkisini incelemektir. Politika yapıcılarına
-özellikle de Merkez Bankası uygulamaları için- para politikası aktarım
mekanizması içerisinde faiz oranları arasındaki geçiş etkisinin incelenmesi sonucu
elde edilen bulguların faiz oranlarını belirleme açısından gösterge olması yapılan
çalışmanın önemini ortaya koymaktadır.
Çalışmanın motivasyon kaynağı, Türkiye’de faiz oranları arasındaki geçiş
etkisinin incelendiği araştırmaların oldukça sınırlı olmasıdır. Yabancı literatürde
önemli bir yere sahip olan çalışmaların, ülkemizdeki uygulama azlığı ve faiz
oranları konusunun önemi çalışmamızın çıkış noktasını oluşturmuştur.
Çalışmanın birinci bölümünde, araştırmada kullanılan VAR (Vektör
Otoregresyon) ekonometrik modelinin teorik çerçevesi ve iktisat literatürün de
geçiş etkisini inceleyen çalışmalara yer verilecektir. Literatür incelemesinden
sonraki bölümde ise, Türkiye ekonomisinde geçiş etkisinin test edilmesine yönelik
olarak uygulanan metodoloji ve deneysel bulgular değerlendirilecektir.
2.
Teorik Çerçeve ve Literatür İncelemesi
Para piyasası ( iIR ), nakit ( iCA ), taşıt ( iV ), konut ( iH ) ve ticari ( iCO ) kredilere
uygulanan faiz oranları olmak üzere, faiz oranı geçiş etkisi VAR süreci ile şu
şekilde ifade edilmektedir [41]:
p
p
p
p
p
i 1
i 1
i 1
i 1
i 1
iIR  1  1i iIRti  1i iCAti   1i iVti  1i iHti  1i iCOti 1t
p
p
p
p
p
i 1
i 1
i 1
i 1
i 1
p
p
p
p
p
i 1
i 1
i 1
i 1
i 1
iCA  2   2i iCAti   2i iIRti   2i iVti   2i iHti 2i iCOti  2t
iIV  3   3i iIVti  3i iIRti   3i iCAti  3i iHti 3i iCOti  3t
(1)
(2)
(3)
73
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
p
p
p
p
p
i 1
i 1
i 1
i 1
i 1
iH  4   4i iHti   4i iIRti   4i iCAti   4i iVti  4i iCOti  4t
p
p
p
p
p
i 1
i 1
i 1
i 1
i 1
iCO  5  5i iCOti  5i iIRti   5i iCAti 5i iHti  5i iVti  5t
(4)
(5)
Matematiksel formülasyonlarda,  sabit terimi ve  t ise beyaz gürültü özelliği
gösteren hata terimini ifade etmektedir. Faiz oranı geçiş etkisi  ,  ,  , ve
 katsayılarının bire eşit olması şeklinde test edilmektedir.
Literatürde yansıma yada oynaklık olarak da ifade edilen geçiş etkisinin
incelendiği çalışmalarda; etkinin hızına, süresine ve tam olup olmamasına
odaklanılmıştır. Geçiş etkisi ile ilgili olan çalışmaların çoğunda mevduat faizi,
kredi faizi, piyasa faizi, ticari kredi faizi, döviz kuru, enflasyon, gayrisafi yurt içi
hasıla ve endüstriyel üretim değişkenleri kullanılmıştır. Yapılan araştırmalarda
ağırlıklı olarak döviz kurunun geçiş etkisi üzerine yoğunlaşıldığı görülmektedir.
Yapılan çalışmalarda Eşbütünleşme (Cointegration), ECM (Error Correction
Model), VECM (Vector Error Correction Model), VAR (Vector Auto Regressive),
SVAR (Structural Vector Auto Regressive), TAR (Threshold Auto Regressive),
MTAR (Momentum Threshold Auto Regressive), DOLS (Dynamic Ordinary
Least Squares), ARDL (Auto Regressive Distributed Lag), DSGE (Dynamic
Stochastic General Equilibrium), OLS (Ordinary Least Squares) ve ADF
(Augmented Dickey–Fuller) ekonometrik modelleri kullanılmıştır. Kullanılan bu
ekonometrik modeller arasında geçiş etkisi, çoğunlukla VAR ve ECM
yöntemleriyle test edilmiştir.
Yabancı literatürde geçiş etkisi ile ilgili yapılan çalışmalarda; [41] Euro
Bölgesi’nde 1993-2002 yılları arasına ait mevduat faizi ve kredi faizi
değişkenleriyle VAR yöntemini; [10] Yunanistan’da 1996-2004 yılları arasına ait
kredi faizi ve mevduat faizi değişkenleriyle Eşbütünleşme Testi ve ECM
yöntemini; [14] CEE-5 ülkeleri ve 3 Euro Bölgesi ülkesi (Avustralya, Almanya ve
İspanya)’nde 1980-1990 yılları arasına ait piyasa faiz oranları ve mevduat faizikredi faizi oranları değişkenleriyle DOLS ve ARDL yöntemlerini; [37] Japonya,
Hong Kong ve Çin’de 1990-2000 yılları arasına ait döviz kuru oranları ve faiz
oranları değişkenleriyle SVAR yöntemini; [16] Belçika’da 1993-2002 yılları
arasına ait piyasa faiz oranları ve mevduat faizi-kredi faizi oranları değişkenleriyle
Eş bütünleşme Testi ve Dickey-Fuller yöntemini; [43] Euro Bölgesi’nde piyasa
faiz oranları, mevduat faizi-kredi faizi oranları ve enflasyon oranı değişkenleriyle
kısıtlandırılmamış VAR ve Yeni Keynesyen Konjüktür Modeli yöntemlerini; [13]
USA’da 1990-2006 yılları arasına ait federal fon oranları, reel efektif döviz kuru,
tüketici fiyat enflasyonu ve reel gelir değişkenleriyle Yeni Keynesyen Philips
Eğrisi ve VAR yöntemlerini; [31] Yeni Zelanda’da 1994-2004 yılları arasına ait
mevduat faizi-kredi faizi ve para piyasası değişkenleriyle EG, OLS ve ECM
Şahin, Canpolat ve Doğan
74
yöntemlerini; [24] Euro Bölgesi’nde GSYİH, TÜFE, ücret enflasyonu, para
piyasası oranları, kredi oranları ve ticari mal fiyat enflasyonu değişkenleriyle Yeni
Keynesyen DSGE ve VAR yöntemlerini; [47] Asya Ülkeleri ve U.S.’de mevduat
faizi, kredi faizi ve para piyasası değişkenleriyle Eşbütünleşme Testi ve ECEGARCH yöntemini; [36] Hollanda, Avusturya, Almanya, Portekiz, İrlanda,
İspanya, Fransa, İtalya ve Belçika’da 1993-2002-2003 yıllarına ait ulusal kısa
dönem ticari kredi oranları ve ulusal mevduat faizi-kredi faizi değişkenleriyle
ADF ve ECM yöntemlerini; [7] 14 ülkeye ait uzun dönemli piyasa faiz oranları ve
kısa dönemli piyasa faiz oranları değişkenleriyle EG ve Dickey Fuller
yöntemlerini; [26] küçük açık ekonomide iç doğal faiz oranı, piyasa faiz oranı ve
TÜFE oranı değişkenleriyle Yeni Keynesyen yöntemini; [46] küçük açık
ekonomide döviz kuru oranları ve faiz oranları değişkenleriyle DSGE yöntemini;
[27] Euro Bölgesi (1994:1-2007:9) ve Amerika (1998:1-2003:9)’da para piyasası
faizi ve mevduat faizi-kredi faizini değişkenleriyle GETS yöntemini; [11] Hong
Kong’ta 1982-2007 yılları arasına ait mevduat faizi-kredi faizi ve piyasa faizi
değişkenleriyle ECM yöntemini; [9] Birleşik Krallık’ta piyasa faizi ve banka
kredileri değişkenleriyle OLS yöntemini; [8] Makedonya’da 2002-2010 yılları
arasına ait para piyasası faizi ve kredi faizi değişkenleriyle DOLS ve ARDL
yöntemlerini; [39] Bulgaristan, Hırvatistan ve Makedonya’da 2000-2010 yılları
arasına ait kredi faizi, paranın maliyeti oranı ve para piyasası oranı değişkenleriyle
DOLS, ARDL ve VECM yöntemlerini; [51] Malezya’da 1983-2005 yılları arasına
ait para piyasası oranı ve mevduat faizi-kredi faizi değişkenleriyle ECM
yöntemini; [40] Portekiz’de 1991-1992-1998 yıllarına ait kredi faizi, mevduat
faizi ve bankalar arası oran değişkenleriyle ECM yöntemini; [6] Birleşik
Krallık’ta 1995-2008 yılları arasına ait faiz oranları değişkenleriyle ECM
yöntemini; [23] OECC ve CSME ülkelerinde 1995-2010 yılları arasına ait
mevduat faizi ve kredi faizi değişkenleriyle TAR ve MTAR yöntemlerini; [1] faiz
oranı değişkenleriyle MIPF yöntemini kullanmıştır.
Yabancı literatürde mevduat faizi ve kredi faizi geçişkenliğinin incelendiği
çalışmalarda; Euro Bölgesi’nde fon maliyeti yaklaşımı ve para politikası
arasındaki farkları açıkça belirlemenin önemli olduğu; mevduat faizi ve kredi faizi
oranlarının tüm süreçler için optimum geçiş etkisi gösterdiği; geçiş etkisinin, fon
maliyetlerindeki değişimlere tepki vermektense ani para politikalarına tepki verme
de daha hızlı olduğu; Yunanistan’da faiz oranlarının çok farklı hızlarda olmasına
rağmen düşüş eğiliminde ve faiz oranlarının uzun dönem de para piyasası ile
ilişkili olduğu; OECS’deki tüm gelişmiş ülkeler tarafından -St.Lucia, Trinidad ve
Tobago Cumhuriyeti kredi oranları hariç- CSME’deki tüm ülkeler için geçiş
etkisinin tamamlanmadığı; fiyatlardaki dalgalanmaların, Trinidad ve Tobago
Cumhuriyeti, Guyana Haiti ve Barbados mevduat faizi oranları üzerinde negatif,
Jamaika için mevduat faizi oranları üzerinde pozitif, Guyana kredi faizi oranı
üzerinde negatif, St.Lucia için mevduat faizi oranı ve kredi faizi oranı üzerinde
hiçbir etkiye sahip olmadığı bulgulanmıştır.
75
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
Mevduat faizi, kredi faizi ve piyasa faiz oranları geçişkenliğinin incelendiği
çalışmalarda; CEE-5 ülkeleri, Avustralya, Almanya ve İspanya’da geniş faiz
oranları serisi için eşbütünleşme yokluğu; geçiş etkisinin CEE-5 ülkelerinde çoğu
kez düşüş eğiliminde ve bunun gelecekte daha da çok düşmesinin muhtemel
olduğu; CEE-5 ülkelerindeki geçiş etkisinin, İspanya’dakine benzer göründüğü ve
merkez Euro Bölge ülkelerinden yüksek olduğu; Belçika’da mevduat faizi-kredi
faizi oranlarının fiyat belirleme davranışının, heterojenliğin önemli bir derecesiyle
özdeşleştirildiği; geçiş etkisinin uzun dönemde tamamlanmadığı; kredi eğilimi
uyumunun simetrik davrandığı; mevduat faizi uyum oranlarının düşüşünün,
yükselişinden hızlı olduğu; Euro Bölgesi’nde ve Amerika’da para politikası geçiş
etkisinin bozulduğu ve bunun Merkez Bankası politika oranları ve para piyasası
oranları arasına, mevduat faizi ve kredi faizinin geniş bir alana yansıtıldığı; Hong
Kong’ta faiz oranları düzenlemesinin mevduat faizi ve kredi faizi oranlarının,
banka mevduat faiz oranları için uzun dönem geçiş oranları üzerinde önemli ve
olumlu bir etkiye sahip olduğu; oldukça seyrek olan politika oranlarındaki geniş
artışlar için, kısa dönem geçiş oranının faiz oranları düzenlemesinden sonra
düştüğü; faiz oranı düzenlemesinin, mevduat faizi ve kredi faizi, banka mevduat
faiz oranları için uzun dönem geçiş etkisini artırırken, piyasa faiz oranları ve
banka mevduat faiz oranları arasındaki gelişen ilişki tarafından para politikasının
etkisini artırdığı; Makedonya’da geçiş süreci boyunca katı döviz kurları ile küçük
açık bir ekonomideki iç para politikasında, faiz oranları kanalı ilgisinin etkisiz
olduğu; hemen hemen tamamlanmış uzun dönem uyumuyla faiz oranları serisi
arasındaki eşbütünleşme ilişkisinin varlığı; Malezya’da kısa dönemde asimetrik
faiz oranları varlığının uyumu; faiz oranı uyum sürecinin, para piyasalarının
rahatlamasının sıkı para politikasından daha hızlı olduğu; mevduat faizi ve kredi
faiz oranı geçişlerinin tamamlanmadığı; uyumun hızı ve geçiş etkisinin mevduat
faizi-kredi faizi oranları ve finansal oluşumlar boyunca değiştiği; faiz oranı
uyumlarının, sıkı para politikası altından para piyasasında rahatlama altında
meydana gelen daha önemli uyumlarla asimetrik olduğu; para politikasının faiz
oranları kanalının varlığını desteklediği; Yeni Zelanda’da mevduat faizi ve kredi
faizi oranlarının uzun dönem geçiş etkisinin, finansal ürünler arasında çeşitlilik
gösterdiği; kısa dönem oranlarının, uzun dönem oranlarından uyum hızının daha
fazla olduğu ve geçiş etkisi derecesinin daha yüksek olduğu; para politikası
oranlarının, kısa dönem faiz oranlarından daha etkili olduğu; para politikasının
şeffaflığı artarken, faiz oranlarının düşüşü azalırken, gelecek kısa dönem
oranlarının değişiminin daha belirsiz hale gelmesi; Birleşik Krallık’ta bankaların
bazı boyuttaki kredi verme uyumuna rağmen, talep içindeki değişikliklere
uyarlandığı; bankaların likidite şoklarına karşı güvenlik sağladığı; Bulgaristan,
Hırvatistan ve Makedonya’da bazı faiz oranları arasında eşbütünleşme ilişkisinin
varlığı; uzun dönemdeki geçiş etkisinin, Makedonya hariç tamamlanmadığı; kredi
faiz oranlarının kısa dönem uyumunun, faiz oranı kanalı üzerinde sınırlı bir etkiye
sahip olabilen iç para politikasını göstererek, yavaş ve durgun olduğu; faiz
oranları kanalı boyunca iç para politikasının etkililiği, katı döviz kuru oranlarıyla
açık küçük ekonomilerin oldukça sınırlı olduğu; Portekiz’de para politikası
Şahin, Canpolat ve Doğan
76
hareketlerinin, banka mevduat faizi ve kredi faizi oranları boyunca yavaşça geçiş
yaptığı; uzun dönemde, geçiş etkisinin mevduat faiz oranları için
tamamlanmamışken, bazı kredi faizi oranlarından daha orantılı olduğu; Japonya,
Hong Kong ve Çin’de yapılan araştırmada Japonya ve Hong Kong için, günlük
etkili döviz kuru oranlarındaki değer şokunun, Hong Kong ekonomisi üzerinde
daha büyük etki yaratmasına rağmen, istatistiksel olarak fiyat düzeyinde önemli
bir gerilemeye yol açtığı; ne döviz kuru oranının, ne de faiz oranı şoklarının
Çin’deki fiyat gelişmelerini önemli ölçüde etkilemediği; Asya ülkeleri ve U.S.’de
piyasa bilgisi, faiz oranı geçiş etkisi mekanizmasının hızının çeşitliliğini ve
asimetrik uyum sürecini anlamayı sağladığı; Hollanda, Avusturya, Almanya,
Portekiz, İrlanda, İspanya, Fransa, İtalya ve Belçika’da tek para politikasının
azalan etkisini ima ederek, son kırılmanın olmadığı süreçteki tahmin edilen geçiş
etkisinin ortalama olarak tamamlanmamışın üzerinde olduğu; para piyasası
oranlarındaki azalan dalgalanmanın, hafifletmeye ve belirsizliği azaltmaya
sıçratıldığı, bununla birlikte politika oranları geçişinin mevduat faizi-kredi faizi
oranlarına değiştiği; Basel II’ye erişim ve kredi piyasasındaki rekabetin
bozulmasının motive edici olabileceği bulgulanmıştır.
Mevduat faizi, kredi faizi ve enflasyon oranı geçişkenliğinin incelendiği
çalışmalarda; Euro Bölgesi’nde sınırlı faiz oranları geçişliliğinin üretim
fiyatlarındaki dalgalanmayı, en azından uzun dönemde geçişi tamamlama boyunca
ılımlı bir boyuta indirgediği; Euro Bölgesi’nde finansal maliyetlerin, fiyat
değişimleri üzerinde önemli bir faktör olduğu; kredi piyasasındaki sürtünmelerin,
para piyasası oranlarındaki değişimden kredi oranlarına geçişi tamamlamadığı için
para politikası şoklarındaki çoğalma üzerinde etkiye sahip olduğu; maliyet
kanalının gücünün, yumuşatılmış kredi oranları tarafından para politikası
şoklarından bankaların firmalardan destek aldığı; küçük açık bir ekonomideki
günlük faiz oranlarında olumlu ve güçlü oto korelasyon gözlemlenmesinin,
Merkez Bankası yumuşak faiz oranlarına uygun keyfi sosyal yetkilendirmeyle
açıklandığı; en uygun para politikasını belirlemek için yükselen ve düşen değer
yapışkanlığı, yükseliş ve düşüş geçişleri, enflasyonun ağır ilişkileri ve toplumsal
işlev kaybındaki üretim boşluğu gibi ekonominin parametrelerini bilmenin önemli
olduğu bulgulanmıştır.
Döviz kuru ve faiz oranları geçişkenliğinin incelendiği çalışmalarda;
değerlendirme parametreleri altında döviz kuru oranı, ekonomi açık yüksek bir
derece aldığında enflasyon faiz oranı kuralı ile karşılaştırıldığında GDP’nin daha
düşük standart sapmalarını verdiği; Birleşik Krallık’ta ipotekli piyasada görülen
asimetrilerin, ipotek piyasasından çok para piyasasının başlıca bir özelliği olduğu;
resmi kur değişiklikleri tarafından olumlu etkilendiği ve para piyasası
oranlarındaki geçmiş değişimlere dayanan asimetrilerle sürecin her iki adımında
önemli asimetrilerin varlığını gösterdiği; uyumların, son süreçlerdeki ipotek
piyasaları ve bankalar arası durumlarla tutarlı bir durumda faiz oranı
değişikliklerinin büyüklüğünün ve işaretinin ilişkisiyle farklı olduğu; faiz oranı
kurallarının, açık ekonomilerin belirli özelliklerine dayanan karmaşık
77
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
dinamiklerin ve iç kaynaklı dairelerin, likidite tuzaklarına neden olarak bir araya
gelmiş hareketlilik oluşturduğu; gelecek enflasyona tepki vermesi beklenen
kuralların, içsel daireye neden olmaya daha eğilimli olduğu; karışık dinamiklerin
ekonomi ticaretine açık olduğu; kısa ve uzun dönem faiz oranlarının incelendiği
14 ülkenin 10’unda eşbütünleşme varlığını desteklediği; eşbütünleşme vektörünün
ülkeler arasında benzer olduğu; gelişmiş ülkeler arasında, eşbütünleşmenin geçerli
olmadığı ABD, İsviçre, İsveç, Yeni Zelanda, Kanada, Avustralya tarafından
reddedildiği; eşbütünleşmenin geçerli olmamasının, Güney Afrika, Hindistan,
Birleşik Devletler, Japonya için reddedilemeyeceği; Japonya için bulguların,
bozulmuş Japon ekonomisine benzer karışık günlük problemler vermesi açısından
şaşırtıcı olmadığı, ancak Birleşik Devletler için eşbütünleşmenin olmamasının
şaşırtıcı olduğu bulgulanmıştır.
Türkiye’de geçiş etkisi ile ilgili yapılan çalışmalarda; [50] 1994-2000 yılları
arasına ait ihracat fiyat endeksi, ithalat fiyat endeksi ve döviz kuru değişkenleriyle
Granger Nedensellik Testi ve VAR yöntemini; [38] 1987-2006 yılları arasına ait
döviz kuru ve enflasyon oranı değişkenleriyle VAR yöntemini; [42] 1986-2006
yılları arasına ait döviz kuru ve faiz oranı değişkenleriyle ADF ve PP
yöntemlerini; [3] 1989-2007 yılları arasına ait döviz kuru ve enflasyon oranı
değişkenleriyle Eşbütünleşme Testi ve ARDL yöntemini; [5,4] 2001-2005 yılları
arasına ait kurumsal kredi, konut kredisi, taşıt ve nakit kredi değişkenleriyle
ARDL yöntemini; [2] kısa dönem faiz oranları, endüstriyel üretim, döviz kuru
oranı ve Euro Bölgesi faiz oranları değişkenleriyle OLS yöntemini; [49] taşıt
kredisi, konut kredisi, kurumsal krediler ve nakit kredi değişkenleriyle TAR ve
MTAR yöntemlerini kullanmıştır.
Türkiye’de faiz oranı geçişkenliğinin incelendiği çalışmalarda; sektörel
heterojenliğin varlığı, Merkez Bankası’nın kredi piyasası üzerinde iyileştirici bir
etkiye sahip olduğu, para piyasasında hızlı kredi vermenin uzun dönemli negatif
uyumsuzluklardaki artıştan daha hızlı yanıt verdiği, kurumsal kredilerin faiz
değişikliklerine karşı duyarlı olmadığı, nakit ve taşıt kredilerinin faiz
değişikliklerine karşı duyarlı olduğu, ancak faize karşı en fazla duyarlılığın konut
kredilerinde olduğu bulgulanmıştır.
Türkiye’de döviz kuru geçişkenliğinin incelendiği çalışmalarda; döviz kurunun
enflasyonun tahmin hata varyansının önemli bir kaynağı olduğu (0.72);
eşbütünleşmenin bulunduğu; uzun dönemde döviz kurunun enflasyon üzerinde
geçiş etkisinin anlamlı fakat 1’den (0.86 ve 0.94) küçük olduğu; kısa dönemdeki
dengesizliğin uzun dönemde düzeltilebileceği; kurdaki değişmelerin yurtiçi
fiyatları etkilediği ancak bu etkinin derecesinin birçok faktöre bağlı olduğu;
enflasyon hedeflemesi öncesi 0.60-0.90 olan PT’nin enflasyon hedeflemesiyle
birlikte 0.15-0.30’lara düştüğü; geçiş etkisinin döviz kurundaki yükselmenin
kalıcı olması durumuyla, pek çok faktöre bağlı olduğu; etkinin enflasyon
hedeflemesi ile birlikte zayıflamamasının en büyük sebebinin Türkiye’nin ithalat
bileşiminin genel olarak sermaye malları ve ara mallarından oluştuğu; imalat
sektörünün faiz geçiş etkisinden çok, döviz kuru geçiş etkisinden etkilendiği;
Şahin, Canpolat ve Doğan
78
ihracat ve ithalat fiyat endekslerinden, reel döviz kurlarına doğru nedensellik
ilişkisinin ve geçiş etkisinin olduğu; döviz kurlarından, ithalat fiyat endeksine
doğru direkt bir etkinin görüldüğü, ihracat fiyat endeksine doğru ise aynı etkinin
görülmediği bulgulanmıştır.
3.
Metodoloji
Ampirik analizde değişkenlerin önce durağan olup olmadıkları incelenmiş, daha
sonra VAR modeli için Granger Nedensellik testi uygulanmıştır. Sonrasında etkitepki fonksiyonlarına yer verilmiş; değişkenlerin varyans ayrıştırmaları
yapılmıştır.
VAR modelleri son zamanlarda, zaman serisi verilerine en çok uygulanan
yöntemdir. [45], [25], [29], [33] VAR modelleri ile ilgili literatürün örnekleridir.
İktisadi olayların çözümünde her zaman tek denklemli modellerin kullanılması
yeterli olmamaktadır. İktisadi değişkenler çoğu zaman birbirlerinden karşılıklı
olarak etkilenmektedir. İktisadi değişkenlerin bu karşılıklı etkileşimlerinden
dolayı eşanlı denklem sistemlerine başvurulmalıdır. Eşanlı denklem
sistemlerindeki içsel ya da dışsal değişken sorununa ve eşanlı sistem üzerindeki
kısıtlamalara çözüm bulmak adına vektör otoregresif modeller (VAR)
kullanılmaktadır. VAR tekniği, ekonometrik modelin kurulması sırasında, modeli
kısıtlayan çeşitli varsayımların mutlaka kullanılmasını gerektirmez. VAR
modelleri yapısal model üzerinde herhangi bir kısıtlama getirmeksizin,
değişkenler arasındaki dinamik ilişkileri verebilmekte ve bu sebeple zaman
serileri üzerinde sıklıkla kullanılmaktadır [28]. VAR modelleri, değişkenlerin
içsel dışsal ayrımını gerektirmediği için eşanlı denklem sistemlerinden
ayrılmaktadır[48].Var modellerinde bağımlı değişkenin gecikmeli değerlerinin yer
alması, geleceğe yönelik gerçeğe yakın tahminlerin yapılmasını güçlü kılmaktadır
[30]. VAR modelinde uygun gecikme uzunluğu, Akaike, Schwartz, HannanQuinn vb. gibi kriterlerle belirlenir. VAR analizi için “Granger Nedensellik Testi”,
“değişkenler arasındaki etkileşimi gösteren Varyans Ayrıştırması” ve “Etki-Tepki
fonksiyonları” sonuç alma yöntemleridir.
İktisat teorisinde değişkenler arasındaki ilişkinin belirlenmesi ve test edilmesi,
öncelikle değişkenlerin içsel mi yoksa dışsal mı olduğunun belirlenmesine
bağlıdır. [20] ve [44], bu tür ilişkilerden yola çıkarak, nedenselliği öne
sürmüşlerdir [18]. Eğer iki zaman serisi karşılıklı olarak birbirlerinin sebebi ise
nedensellik karşılıklı olacaktır [19]. Bu ilişkiyi araştırmak üzere aşağıdaki model
ileri sürülmüştür:
Yt  1iYt i   1i X t i  u1t
X t   2i X t i    2iYt i  u2t
Model sadece gecikmeli değerler üzerine kurulmuş bir yapıdadır. Nedensellik
Testi için kurulan hipotezler ise şöyledir:
79
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
H0: β1i=0, H1:  β1i≠0
Eğer H0 reddedilirse X’den Y’ye granger nedenselliği vardır denir. Eğer H0’ı
reddedemezsek Xt, Yt’nin granger nedeni olmayacaktır [35].
VAR modelinin tahmini sonucunda elde edilen parametreleri yorumlamak yerine
sistemin tahmini sonucunda elde edilen artıkların analizine geçilerek geleceğe
yönelik yorumlar yapılabilir. Modelde yer alacak değişkenlerin hata terimlerinde
meydana gelecek şokların, diğer değişkenler üzerindeki etkisi etki-tepki
fonksiyonları ile ölçülmektedir. Etki-tepki fonksiyonları rassal hata terimlerinden
birindeki bir standart sapmalık şokun, içsel değişkenlerin şimdiki ve gelecekteki
değerlerine olan etkisini yansıtır. Bağımlı bir değişken üzerinde en etkili
değişkenin hangisi olduğu varyans ayrıştırması ile, etkili bulunan bu değişkenin
politika aracı olarak kullanılıp kullanılamayacağı da etki-tepki fonksiyonları ile
belirlenir. Etki tepkiler, VAR modelinin katsayılarının doğrusal olmayan bir
fonksiyonu olmalarından dolayı, bunların gerçek değeri hesaplanamaz. Ancak
etki-tepki fonksiyonlarının gerçek değerleri belli bir olasılıkla güven aralıklarının
içinde yer alırlar. Monte Carlo ve Bootstrap yöntemleri etki-tepki fonksiyonlarının
katsayılarının güven aralıklarının hesaplanmasında kullanılan yöntemlerdir.
Modelin tahmini ile belirlenen ve öngörü hata varyansını ölçen varyans
ayrıştırması, artıkların analizinde kullanılan bir diğer tekniktir [15]. Varyans
ayrıştırması; içsel değişkenlerden birindeki değişimi, tüm içsel değişkenleri
etkileyen ayrı ayrı şoklar olarak ayırır. Varyans ayrıştırmasının amacı her bir
rassal şokun, gelecek dönemler için öngörünün hata varyansına olan etkisini
ortaya çıkarmaktır. Bir değişkenin hata teriminde meydana gelecek şokun diğer
değişkenler tarafından açıklanma oranı hesaplanarak, değişkenler arasındaki
ilişkiler daha iyi açıklanabilmektedir. Eğer bir değişkenin hata terimine ilişkin şok,
diğer değişkenini ileriye yönelik tahmin hatası varyansını açıklayabiliyorsa ilgili
değişken içsel olarak değerlendirilebilir [34].
4.
Data ve Ampirik Sonuçları
Çalışmada Türkiye’nin enflasyon hedeflemesi stratejisine geçtiği 2002:012012:08 dönemine ait aylık para piyasası ( iIR ), nakit ( iCA ), taşıt ( iV ), konut ( iH )
ve ticari ( iCO ) kredilere uygulanan faiz oranları 1 kullanılmıştır. Analizlerde
kullanılan para piyasası gösterge faiz oranı Uluslar arası Para Fonu (IMF) veri
tabanından (IFS), diğer veriler ise Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası (TCMB)
Elektronik Veri Dağıtım Sisteminden (EVDS) elde edilmiş ve Tromo-Seats
yöntemine göre mevsimsellikten arındırılmıştır.
1
Nakit, taşıt, konut ve ticari kredilere ilişkin faiz oranları bankalarca Türk Lirası üzerinden verilen
ağırlıklı ortalama faiz oranlarıdır. Veriler TCMB tarafından haftalık yayınlanmakta olup,
analizlerde aritmetik ortalaması alınarak aylık veriler haline getirilmiştir.
Şahin, Canpolat ve Doğan
80
Faiz oranları arasındaki ilişkiyi incelemeye başlamadan önce, faiz oranları
serilerinin durağan olup olmadığının araştırılması gerekmektedir. Durağan
olmayan serilerin kullanıldığı analizlerde sahte regresyon problemi ortaya
çıkabilmekte, seriler arasındaki gerçek ilişkiyi yansıtmayan anlamlı t ve F
değerleri ile yüksek R2 değeri elde edilmektedir. Serilerdeki geçici şokların
etkilerinin sürekli hale gelmesini önlemek amacıyla; değişkenler arasında VAR ve
Granger Nedensellik Testi yapılmadan önce, durağanlık derecelerini bulmak için
Dickey ve Fuller (1979, 1981, ADF), Phillips ve Perron (1988, PP) tarafından
geliştirilen birim kök testleri yapılmıştır.
Tablo 1. ADF ve PP Birim Kök Testi Sonuçları
ADF
SERILER
Sabitsiz ve
Trendsiz
Değerleri
Farklar
Birinci
Düzey
Model
Sabit
Terim
PP
Sabit ve
Sabitsiz ve
Trendli
Trendsiz
Model
Model
Sabit
Terim
Sabit ve
Trendli
Model
iIR
-4.182 (1)*
-3.851 (1)
-3.18 (2)
-4.752 (4)*
-3.981 (4)*
-3.190 (4)
iCA
-3.627 (2)*
-3.966 (2)*
-3.248 (2)
-4.077 (1)*
-4.12 (2)*
-3.201 (1)
iV
-3.781 (1)*
-4.273 (2)*
-3.893 (2)*
-4.033 (0)*
-4.052 (1)*
-3.695 (5)*
iH
-3.496 (1)*
-3.738 (1)*
-3.563 (1)*
-3.137 (8)*
-2.666 (8)
-1.996 (7)
iCO
-3.913 (1)*
-3.995 (1)*
-2.712 (1)
-4.085 (4)*
-3.864 (4)*
-2.238 (4)
iIR
-4.777 (1)*
-6.817 (0)*
-7.287 (0)*
-6.41 (3)*
-6.796 (2)*
-7.229 (1)*
iCA
-7.302 (0)*
-7.684 (1)*
-8.24 (1)*
-7.227 (2)*
-7.429 (3)*
-7.745 (6)*
iV
-8.14 (1)*
-8.486 (1)*
-8.998 (1)*
-8.794 (1)*
-8.827 (3)*
-9.037 (5)*
iH
-8.171 (0)*
-8.457 (0)*
-8.787 (0)*
-8.298 (1)*
-8.563 (1)*
-8.743 (4)*
iCO
-7.855 (0)*
-8.266 (0)*
-9.006 (0)*
-8.065 (5)*
-8.421 (5)*
-9.049 (3)*
Not: parantez içindeki değerler Schwarz Bilgi Kriterine ve Bartlett çekirdeği kullanılarak tahmin
edilen, Newey-West’e göre seçilen optimal gecikme uzunluklarını göstermektedir. ADF ve PP
birim kök testleri için MacKinnon kritik değerleri %1, %5 ve %10 anlam seviyesinde; Sabit
terimli model için -3.49, -2.88 ve -2.58, Sabit terimli ve trendli model için -4.04, -3.45 ve -3.15,
Sabit terimsiz ve trendsiz model için -2.58, -1.94 ve -1.61’dir.
Değişkenlere ait ADF ve PP birim kök testi sonuçları Tablo 1’de yer almaktadır.
Sabitsiz-Trendsiz ve Sabit terimin dahil edildiği modellerde, değişkenler düzey
değerlerinde durağan çıkmaktadır. Ancak, analiz periyodu içerisinde faiz
oranlarının genellikle yatay veya aşağı doğru eğilim göstermesi, bununla birlikte
81
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
serilerin muhtemelen uzun hafıza yaşaması nedeniyle, analize değişkenlerin
birinci farkları alınarak devam edilmiştir. Oluşturulan VAR modelinin optimal
gecikme uzunluğunun belirlenmesi için 1-12 arası gecikme uzunlukları denenmiş,
Akaike ve Schwarz bilgi kriterlerine göre otokorelasyonun olmadığı uygun
gecikme uzunluğu 12 seçilmiştir.
Grafik 1. Değişkenlere Ait Etki-Tepki Fonksiyonları
IR=>IR
IR=>ICA
IR=>IV
IR=>IH
IR=>ICO
1
1
1
1
1
0
0
0
0
0
-1
-1
2
4
6
8
10
-1
2
4
ICA=>IR
6
8
10
-1
2
4
ICA=>ICA
6
8
10
-1
2
4
ICA=>IV
6
8
10
2
2
2
2
1
1
1
1
1
0
0
0
0
0
-1
-1
-1
-1
-1
-2
2
4
6
8
10
-2
2
4
IV=>IR
6
8
10
-2
2
4
6
8
10
4
6
8
10
2
1.0
1.0
1.0
1.0
0.5
0.5
0.5
0.5
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
-0.5
-0.5
-0.5
-0.5
-0.5
-1.0
4
6
8
10
-1.0
2
4
IH=>IR
6
8
10
-1.0
2
4
IH=>ICA
6
8
10
4
IH=>IV
6
8
10
2
1.0
1.0
1.0
0.5
0.5
0.5
0.5
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
-0.5
-0.5
-0.5
-0.5
-0.5
-1.0
6
8
10
-1.0
2
4
ICO=>IR
6
8
10
-1.0
2
4
6
8
10
4
6
8
10
2
1
1
1
1
0
0
0
0
-1
4
6
8
10
-1
2
4
6
8
10
-1
2
4
6
8
10
6
8
10
6
8
10
8
10
ICO=>ICO
0
2
4
ICO=>IH
1
-1
10
-1.0
2
ICO=>IV
ICO=>ICA
8
IH=>ICO
1.0
4
4
IH=>IH
0.5
2
6
-1.0
2
1.0
-1.0
10
IV=>ICO
0.5
2
4
IV=>IH
1.0
-1.0
8
-2
2
IV=>IV
IV=>ICA
6
ICA=>ICO
2
-2
4
ICA=>IH
2
-1
2
4
6
8
10
2
4
6
Etki-tepki fonksiyonlarına ait grafik 1 incelendiğinde; politika ve nakit kredi faiz
oranlarının, sadece kendilerinden gelen şoka anlamlı tepkiler verdiği ve tepki
sürelerinin de sırayla yaklaşık 6 ve 4 ay sürdüğü görülmektedir. Taşıt kredi faiz
oranından; nakit kredi faiz oranına gelen bir şok yaklaşık 4 ay, değişkenin
kendisinden kaynaklı şok ise yaklaşık 3 ay sürmektedir. Konut kredi faiz
oranından; nakit kredilere, taşıt kredilerine ve kendisine olan tepkiler sırasıyla
yaklaşık olarak 4 ay, 2.5 ay ve 6 ay sürmektedir. Konut kredi faiz oranının, uzun
bir süre kendinden gelen şoku yaşaması, değişkenin uzun hafıza gösterdiğinin
önemli bir kanıtıdır. Ticari kredi faiz oranından, nakit kredi faiz oranına gelen bir
şokun etkisi yaklaşık 6 ay, kendisine olan etkisi ise yaklaşık 5 ay sürmektedir.
Şahin, Canpolat ve Doğan
82
Tablo 2. Politika Faizi İçin Varyans Ayrıştırması
PERIYOT
S.E.
iIR
iCA
iV
iH
iCO
1
0,713953
100
0
0
0
0
2
1,044822
94,44759
3,484428
0,562555
0,000769
1,504661
3
1,387982
88,68888
3,174767
5,316754
1,165726
1,653874
8
2,382764
48,71476
7,91886
36,64059
3,462047
3,26374
9
2,539259
43,00108
9,999109
38,47339
3,060628
5,465789
10
2,662301
39,14881
10,92846
40,33465
2,825887
6,762196
Politika faiz oranı için varyans ayrıştırılması sonuçlarının yer aldığı Tablo 2’ye
göre; ilk dönemde politika faiz oranındaki tüm değişmeler kendinden kaynaklıdır.
Buna karşın politika faiz oranı 10. dönem sonunda nakit ve taşıt kredilerinden
büyük ölçüde etkilenmekte, konut ve ticari kredi faiz oranlarından nispeten daha
az etkilenmektedir. Politika faiz oranını dönemler itibariyle en çok etkileyen
değişken, taşıt kredisidir.
Tablo 3. Nakit Kredi Faiz Oranı İçin Varyans Ayrıştırması
PERIYOT
S.E.
iIR
iCA
iV
iH
iCO
1
0,914384
0,099883
99,90012
0
0
0
2
1,4872
1,332549
90,91333
2,085281
4,802204
0,866632
3
1,740793
3,052325
83,94364
1,544119
6,717498
4,742416
8
2,916699
4,01071
60,6796
15,78639
13,22214
6,301157
9
3,094889
3,569607
59,60447
17,66879
12,98239
6,174744
10
3,209435
3,367044
58,54175
19,64936
12,30321
6,138639
Nakit kredi faiz oranındaki değişmeleri gösteren Tablo 3’teki sonuçlara göre, ilk
dönemde bu değişken önemli ölçüde kendinden etkilenmektedir. 10. dönem
sonunda ise nakit kredi faiz oranı sırasıyla; taşıt kredi, konut kredi ve ticari kredi
faiz oranlarından etkilenmektedir. Etkilenme derecesi dönemler itibariyle
artmaktadır.
83
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
Tablo 4. Taşıt Kredi Faiz Oranı İçin Varyans Ayrıştırması
PERIYOT
S.E.
iIR
iCA
iV
iH
iCO
1
0,862297
0,014182
55,6038
44,38201
0
0
2
1,394923
2,45844
54,59253
40,77519
1,076763
1,097075
3
1,702721
5,591214
50,35321
33,03667
2,989138
8,029771
8
2,462004
12,09561
39,71271
27,67884
10,17889
10,33395
9
2,575763
11,34883
38,43555
30,57712
10,0304
9,60809
10
2,669871
10,56334
37,49108
33,02863
9,369893
9,547046
Tablo 4’e göre taşıt kredi faiz oranları, ilk ve son dönemde önemli oranda nakit
kredilerden etkilenmektedir. Nakit kredi faiz oranlarından etkilenme derecesi
dönemler itibariyle azalmaktadır. Son dönemde ise politika faizi, ticari kredi ve
konut kredi faiz oranlarının taşıt kredi faiz oranındaki değişime katkıları hemen
hemen aynı olmaktadır.
Tablo 5. Konut Kredi Faiz Oranı İçin Varyans Ayrıştırması
PERIYOT
S.E.
iIR
iCA
iV
iH
iCO
1
0,742499
0,428093
62,90703
11,69855
24,96633
0
2
1,276388
1,914283
58,64642
10,21342
26,91929
2,306581
3
1,548785
2,328103
52,23375
7,692205
29,94103
7,804911
8
2,508201
2,911645
36,66587
14,41441
32,11274
13,89534
9
2,626595
2,655081
35,26417
16,28623
30,94611
14,84841
10
2,720439
2,485465
34,51285
17,32208
29,53643
16,14318
Tablo 5’e göre ilk dönemde nakit kredi faiz oranı, önemli derecede konut kredi
faiz oranlarını etkilemektedir. Ancak dönemler ilerledikçe nakit kredi faiz
oranının, konut kredileri üzerindeki geçiş etkisi azalmakta, buna karşılık taşıt
kredilerinin ve ticari kredilerin etkisi artmaktadır.
Şahin, Canpolat ve Doğan
84
Tablo 6. Ticari Kredi Faiz Oranı İçin Varyans Ayrıştırması
PERIYOT
S.E.
iIR
iCA
iV
iH
iCO
1
0,79966
0,574495
40,94246
3,731761
0,001269
54,75002
2
1,279171
3,998449
46,08505
2,139143
2,40606
45,3713
3
1,597448
6,274134
43,50445
1,372803
2,509747
46,33887
8
2,554663
6,703576
39,55977
16,01414
7,657068
30,06544
9
2,697975
6,062329
38,40027
19,50857
8,838055
27,19077
10
2,852737
5,579048
38,03047
22,89355
8,680855
24,81607
Ticari kredi faiz oranına ilişkin varyans ayrıştırması sonucunun yer aldığı Tablo
6’ya göre; değişken ilk dönemde önemli ölçüde nakit kredi faiz oranından
etkilenmektedir. Dönemler ilerledikçe, nakit kredilerin azalan geçiş etkisi devam
etmekle birlikte, taşıt kredi ve konut kredi faizlerinin etkisi artmaktadır.
Tablo 7. Granger Nedensellik Testi Sonuçları
Not:
H0
MWALD
ASYMPTOTIC P-VALUE
iIR ≠> iCA
14.988
0.2421
iIR ≠> iV
19.354
0.0803**
iIR ≠> iH
26.821
0.0082*
iIR ≠> iCO
19.24
0.0829**
iCA ≠> iIR
19.675
0.0735**
iV ≠> iIR
26.354
0.0096*
iH ≠> iIR
18.588
0.099**
iCO ≠> iIR
20.488
0.058**
iIR ≠> iC notasyonu “politika faizi, nakit kredi faiz oranının Granger nedeni değildir.” ifade
etmektedir. * ve ** sırasıyla %1 ve %10 anlam seviyelerinde anlamlılığı göstermektedir.
Teorik altyapının verildiği ikinci bölümdeki matematiksel formülasyonda ifade
edildiği üzere vektör oto regresyon (1)’de yer alan sıfır hipotezinde:
85
p
 1i  0 ,
i 1
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
p
p
  1i  0 ,
 1i  0 ,
i 1
i 1
p
p
1i  0 ve

i 1
i 1
1i
 0 olması ilgili faiz
oranından, politika faiz oranına nedenselliğin olmadığı anlamına gelmektedir.
Değişkenler arasında nedenselliğin olmaması durumu, karşılıklı olarak birbirlerini
etkilemediklerini gösterir.
Alternatif hipotezin kabul edilmesi yani:
p
 1i  0 ,
i 1
p
p
p
i 1
i 1
i 1
 1i  0 ,   1i  0 , 1i  0 ve
p

i 1
1i
 0 olması durumunda ise,
faiz oranı geçiş etkisinin olduğu sonucu ortaya çıkmaktadır.
Granger nedensellik testi sonuçlarının yer aldığı Tablo 7 incelendiğinde: politika
faizi ve konut kredilerinin, taşıt kredileri ve politika faizinin %1 anlam
seviyesinde; politika faizi ve taşıt kredilerin, politika faizi ve ticari kredilerin,
konut kredileri ve politika faizinin, ticari krediler ve politika faizinin ise %10
anlam seviyesinde çift yönlü nedenselliğe sahip oldukları görülmektedir.
Politika faiz oranı ile nakit kredi faiz oranları, ne %1 ne de % 10 anlam
seviyelerinde iki yönlü nedenselliğe sahiptir. iCA ≠> iIR , H0 hipotezinde nakit kredi
faiz oranlarından politika faiz oranlarına doğru tek yönlü nedenselliğin olduğu
(%10 anlam seviyesinde), nakit kredilerin politika faiz oranlarını etkilediğini
gösterir.
5. SONUÇ VE GENEL DEĞERLENDİRME
Para politikası faiz oranında yapılan değişiklikler öncelikle finansal piyasaları
etkilemekte, daha sonra parasal aktarım kanalları aracılığıyla reel kesimin yatırım,
tasarruf ve tüketim kararlarına yansımaktadır. Bu nedenle para politikası
uygulamalarının, faiz oranlarını etkileme gücü ve süresi parasal aktarım
mekanizmasının etkin işlerliği için son derece önemlidir.
Etkin bir para politikası için, politika faiz oranı değişikliklerinin faiz oranlarına
hızlı ve tam olarak yansıması beklenir. Ancak makroekonomik koşullar, para
politikası uygulamaları, finansal sistemin yapısına özgü faktörler geçişkenliğin
hızını ve düzeyini etkilemektedir. Literatürde faiz oranı geçişkenliğini etkileyen
faktörler konusunda ortak bir payda da birleşilememiş olmakla beraber,
çalışmalarda aracı kurumlar arasındaki rekabet, para piyasalarının ve finansal
sistemin gelişmişliği, finansal açıklık, asimetrik bilgi, ayarlama ve geçiş
maliyetleri, bankacılık sisteminin sahiplik özelliği, bilanço yapısı gibi pek çok
faktörden bahsedilmektedir [12] .
Dünyada birçok ülkede uygulanmaya başlanan enflasyon hedeflemesi rejimiyle
birlikte kısa vadeli faiz oranları temel politika aracı olarak kullanılmaya başlanmış
ve faiz oranlarıyla ilgili geniş bir literatür oluşmuştur. Konuyla ilgili olarak
Şahin, Canpolat ve Doğan
86
ampirik çalışmalardan elde edilen temel sonuç, faiz oranlarının kısa dönemde
katılığı yani değişikliklere hemen ve tam olarak cevap verememesidir.
Beklentilerin faiz oranlarındaki kısa dönemli geçiş etkisi üzerine yoğunlaşmasına
rağmen, geçişkenlik uzun dönemde daha yüksek düzeyde gerçekleşmektedir [12].
Bu çalışmada, Türkiye ekonomisinde örtük enflasyon hedeflemesine geçilerek
TCMB gecelik borçlanma faiz oranının referans politika faiz oranı olarak
kullanılmaya başlandığı 01:2002-08:2012 dönemine ait faiz oranı geçiş etkisi
araştırılmıştır.
İlk olarak değişkenlerin durağanlık derecelerini bulmak amacıyla Dickey ve Fuller
(1979, 1981, ADF), Phillips ve Perron (1988, PP) tarafından geliştirilen doğrusal
birim kök testleri yapılmıştır. Faiz oranlarının analiz periyodu içerisinde
genellikle yatay veya aşağı yönlü ilerlemesinden dolayı sabitsiz-trendsiz ve sabit
terimli modellerde düzey değerlerinde durağan çıkmıştır. Ancak faiz oranının hem
içsel hem de dışsal değişkenlere bağlı olması -özellikle 2008 krizi ile birlikte
düşünüldüğünde- uzun hafıza yaşıyor olabileceği için analize değişkenlerin birinci
farkları alınarak devam edilmiştir.
ADF ve PP birim kök testlerinden sonra, değişkenlere ait oluşturulan etki-tepki
fonksiyonlarının sonuçlarına göre, politika ve nakit kredi faiz oranları sadece
kendilerinden gelen şoka anlamlı tepkiler vermekte; taşıt kredi faiz oranı kendini
ve nakit kredi faiz oranını etkilemekte; konut kredi faiz oranı nakit kredilerini,
taşıt kredilerini ve kendisini etkilemekte; ticari kredi faiz oranı ise nakit kredi faiz
oranını etkilemektedir.
Varyans ayrıştırması sonuçlarına göre; TCMB politika faiz oranını belirlerken,
büyük ölçüde nakit ve taşıt kredilerinden etkilenmektedir. Politika faiz oranlarını
en çok etkileyen değişken, taşıt kredileridir.
Granger nedensellik test sonuçlarına göre; nakit krediler hariç diğer alternatif
kredi faiz oranları ile politika faiz arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi
mevcuttur.
Çalışmamızdan elde edilen bulgular, literatür çalışmalarından elde edilen
bulgularla birlikte değerlendirildiğinde sonuçların benzeştiği görülmektedir.
Özellikle konut kredi faiz oranlarında görülen, uzun hafıza özelliği araştırmadaki
sonuçlarla birebir örtüşmektedir.
TCMB, likidite yönetimi genel çerçevesini belirlerken; kısa vadeli faiz oranlarının
para politikası kurulu tarafından belirlenen düzeyde yada bu düzeye yakın
oluşmasını ve kısa vadeli para piyasası faiz oranlarındaki aşırı oynaklıkların
önlenerek, para piyasalarının etkin ve istikrarlı çalışmasını hedeflemektedir. Bu
çerçevede, TCMB’nin etkin ve esnek likidite yönetimi, piyasadaki gecelik
faizlerin TCMB borçlanma faizine yakın seviyelerde oluşmasını ve borçlanma
faizinin para politikası açısından referans faiz oranı niteliği taşımasını sağlamıştır.
TCMB’nin etkin likidite yönetimi, dalgalanmaları azaltarak kısa vadeli para
piyasası faiz oranlarının politika faiz oranlarına yakın düzeyde gerçekleşmesini
87
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
sağlarken, etkin iletişim politikası, beklenti yönetimi ve risk algılamalarındaki
iyileşmede getiri eğrisinin yataylaşmasını sağlayarak uzun vadeli faizlerin politika
faizlerini daha yakından takip etmesini kolaylaştırmıştır. Böylece politika faiz
oranları fon maliyetinin önemli bir belirleyicisi haline gelmiştir [12].
Çalışmadan elde edilen bulgular ışığında, Merkez Bankası’nın finansal sistemdeki
faiz oranları üzerinde kontrol gücünün yüksek olduğu değerlendirmesini
yapmakla beraber, faiz oranları arasındaki geçiş etkisi süresinin çeşitlilik
göstermesi nedeniyle TCMB, para politikasının etkinliğini artırmak için ekonomideki olağanüstü makroekonomik koşullar hariç- kısa dönemde faiz oranı
değişiklikleri yapmaması öngörülebilir. Değişikliklerin kısa dönemli olması ayrıca
reel kesimde beklentilerin aşağıya doğru çekilmesini, dolayısıyla piyasalarda
güven zedelenmesine neden olacaktır. En uygun para politikasını belirleyebilmek
için, ekonometrinin parametrelerini bilmek sistemin işlerliğini artıracaktır.
KAYNAKÇA
[1]AIRAUDO, M. and ZANNA, L., “Interest Rate Rules, Endogenous Cycles,
and Chaotic Dynamicsin Open Economies”, Journal of Economic Dynamics
& Control, 36 (2012), pp.1566-1584.
[2]AKYUREK, C., KUTAN, A. M. and YILMAZKUDAY, H. “Can Inflation
Targeting Regimes be Effective in Developing Countries? The Turkish
experience”, Journal of Asian Economics, 22 (2011), s.343-355.
[3]ALTINTAŞ, H., “Türkiye’de Döviz Kurunun Enflasyon Üzerine Geçiş
Etkisinin Ekonometrik Analizi: 1989-2007”, Anadolu Uluslararası İktisat
Kongresi’nde sunulmuş tebliğ, 17-19 Haziran 2009, Eskişehir.
[4]AYDIN, H. İ., “Interest Rate Pass-Through in Turkey”, Research and
Monetary Policy Department Working Paper, No:07/05, June 2007.
[5]AYDIN, H. İ., “Interest Rate Pass-Through in Turkey”, International
Research Journal of Finance and Economics, Issue 57 (2010).
[6]BECKER, R., OSBORN, D. R. and YILDIRIM, D., “A Threshold
Cointegration Analysis of Interest Rate Pass-Through to UK Mortgage Rates”,
Economic Modelling, 29 (2012), pp.2504-2513.
[7]BEECHEY, M., HJALMARSSON, E. and ÖSTERHOLM, P., “Testing the
Expectations Hypothesis When Interest Rates are Near İntegrated”, Journal of
Banking & Finance, 33 (2009), pp.934-943.
[8]BOGOEV, J. and PETREVSKI, G., “Interest Rate Pass-Through in a Small
Open Economy with a Fixed Exchange Rate-The Case of Macedonia”,
Procedia-Social and Behavioral Sciences, 44 ( 2012 ), pp.125-133.
Şahin, Canpolat ve Doğan
88
[9]BURGSTALLER, J. and SCHARLER, J., “How Do Bank Lending Rates and
the Supply of Loan Sreact to Shifts in Loan Demand in the U.K.?”, Journal of
Policy Modeling, 32 (2010), pp.778-791.
[10]CHIONIS, D. P. and LEON, C. A., “Interest Rate Transmission in Greece:
Did EMU Cause a Structural Break?”, Journal of Policy Modeling, 28 (2006),
pp.453-466.
[11]CHONG, B. S., “Interest Rate Deregulation: Monetary Policy Efficacy and
Rate Rigidity”, Journal of Banking & Finance, 34 (2010), pp.1299-1307.
[12]ÇAVUŞOĞLU, F., “Para Politikası Faiz Oranlarından Mevduat ve Kredi Faiz
Oranlarına Geçişkenlik: Türkiye Örneği”, Uzmanlık Tezi.
[13]DOBRYNSKAYA, V. V., “Asymmetric Price Rigidity and the Optimal
Interest Rate Defense of the Exchange Rate: Some Evidence for the US”,
Journal of Policy Modeling, 30 (2008), pp.713-724.
[14]EGERT, B., CRESPO-CAURESMA, J. and REININGER, T., “Interest Rate
Pass-Through in Central and Eastern Europe: Reborn from Ashes Merely to
Pass Away?”, Journal of Policy Modeling, 29 (2007), pp.209-225.
[15]ENDERS, W., “Applied Econometrics Time Series”, Iowa State University,
John Wiley&Sons, Inc, (1995).
[16]GRAEVE, F., JONGHE, O. and VENNET, R. V., “Competition,
Transmission and Bank Pricing Policies: Evidence from Belgian Loan and
Deposit Markets”, Journal of Banking & Finance, 31 (2007), pp.259-278.
[17]GRANGER, C. and NEWBOLD, P., “Spurious Regression in Econometrics”,
Journal of Econometrics, (1974), 2, pp.111-120.
[18]GRANGER, C. W. J. and JOYEUX, R., “An Introduction to Long-Memory
Time Series Models and Fractional Differencing”, Journal of Time Series
Analysis 1: 1980, pp.15-30.
[19]GRANGER, C., and NEWBOLD, P., “Forecasting Economic Time Series,
Second edition”, Academic Press, Orlando, 1986.
[20]GRANGER, C. W. J., “Investigating Causal Relations by Econometric
Models and Cross-Spectral Methods”, Econometrica, 37(1969), pp.553-560.
[21]Granger, C. W. J., “Some Recent Developments in a Concept of Causality”,
Journal of Econometrics, 39 (1-2), September-October 1988, pp.199-211.
[22]GREENE, W. H., “Econometric Analysis, Second Edition”, Prentice-Hall
Publication, 1993.
[23]HAUGHTON, A. Y. and IGLESIAS, E. M., “Interest Rate Volatility,
Asymmetric Interest Rate Pass Through and the Monetary Transmission
Mechanism in the Caribbean Compared to US and Asia”, Economic
Modelling, 29 (2012), pp.2071-2089.
89
Faiz Orani Geçiş Etkisinin Ekonometrik Analizi…
[24]HÜLSEWING O., MAYER, E., and WOLLMERSHäUSE, T., “Bank
Behavior, Incomplete Interest Rate Pass-Through, and the Cost Channel of
Monetary Policy Transmission”, Economic Modelling, 26 (2009), pp.13101327.
[25]JOHANSEN, S., “Modelling of Cointegration in the Vector Auto regressive
Model”, Economic Modelling, 17(2000), pp.359-373.
[26]KAM, T., “Gains From Interest-Rate Smoothing in a Small Open Economy
with Zero-bound a Version”, North American Journal of Economics and
Finance, 20 (2009), pp.24-45.
[27]KARAGIANNIS, S., PANAGOPOULOS, Y. and VLAMİS, P., “Interest Rate
Pass-Through in Europe and the US: Monetary Policy after the Financial
Crisis”, Journal of Policy Modeling, 32 (2010), pp.323–338.
[28]KEATING, J.W., “Identifying VAR Models Under Rational Expectations”,
Journal of Monetary Economics, 25, 1990.
[29]KILIAN, L. and CHANG, P. L., “How Accurateare Confidence Intervals for
Impulse Responses in Large VAR Models”, Economics Letters, 69 (2000),
pp.299-307.
[30]KUMAR, V., LEONA, R. P., and GASKİNG, J. N., “Aggregate and
Disaggregate Sector Forecasting Using Consumer Confidence Measures”,
International Journal of Forecasting, 1995.
[31]LIU, M., MARGARITIS, D. and TOURANI-RAD, A., “Monetary Policy
Transparency and Pass-Through of Retail Interest Rates”, Journal of Banking
& Finance, 32 (2008), pp.501-511.
[32]LUTKEPOHL, H., “Non-Causality Due to Omited Variables”, Journal of
Econometrics, 19 (1982), pp.367-378.
[33] LUTKEPOHL, H., “Boots Trapping Impulse Responses in VAR Analyses”,
Humboldt University, Quantification and Simulation of Economic Processes,
National Research Center Discussion Papers, Sfb 373, No 22, (2000), pp.1-11.
[34] LUTKEPOHL, H., “Introduction to Multiple Time Series Analysis”, Berlin,
Springer-Verlag, (1993).
[35]MADDALA, G. S., “Introduction to Econometrics”, New York, Macmillan
Publishing Company, (1989).
[36]MAROTTA, G., “Structural Breaks in the Lending Interest Rate PassThrough and the Euro”, Economic Modelling, 26 (2009), pp.191-205.
[37]MEHROTRA, A. N., “Exchange and Interest Rate Channels during a
Deflationary Era-Evidence from Japan, Hong Kong and China”, Journal of
Comparative Economics, 35 (2007), pp.188–210.
Şahin, Canpolat ve Doğan
90
[38]PEKER, O. ve GÖRMÜŞ, Ş., “Türkiye’de Döviz Kurunun Enflasyonist
Etkileri”, Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler
Fakültesi Dergisi, c.13, s.2, (2008), s.187-202.
[39]PETREVSKI, G. and BOGOEV, J., “Interest Rate Pass-Through in South
East Europe: an Empirical Analysis”, Economic Systems, (2012).
[40]ROCHA, M. D., “Interest Rate Pass-Through in Portugal: Interactions,
Asymmetries And Heterogeneities”, Journal of Policy Modeling, 34 (2012),
pp.64-80.
[41]SANDER, H. and KLEIMEIER, S., “Convergence in Euro-Zone Retail
Banking? What Interest Rate Pass-Through Tells us About Monetary Policy
Transmission, Competition and Integration”, Journal of International Money
and Finance, 23 (2004), pp.461-492.
[42]SARI, A., “Çıktıya (GSMH) Para Arzındaki Büyümenin, Faiz Oranı
Oynaklığı ve Döviz Kuru Oynaklığının Etkileri: Türkiye Örneği”, Afyon
Kocatepe Üniversitesi İ.İ.B.F. Dergisi, (2009), C.11, s.2.
[43]SCHARLER, J., “Do Bank-Based Financial Systems Reduce Macroeconomic
Volatility by Smoothing Interest Rates?”, Journal of Macroeconomics, 30
(2008), pp.1207-1221.
[44]SIMS, C. A., “Money Income and Causality”, The American Economic
Review, 62, (1972), pp.540-552.
[45]SIMS, C. A., “Macroeconomics and Reality”, Econometrica, 48, (1980),
pp.1-47.
[46]TEO, L. W., “Can Exchange Rate Rules be Better Than Interest Rate Rules?”,
Japan and the World Economy, 21 (2009), pp.301-311.
[47]WANG, K. and LEE, Y., “Market Volatility and Retail Interest Rate PassThrough”, Economic Modelling, 26 (2009), pp.1270-1282.
[48]WOJCIECH, C., and DEREK, D., “New Directions in Econometric Practice”,
Edward Elgar Publishing Limited, 1992, Aldershot, England.
[49]YILDIRIM, D., “Interest Rate Pass-Through to Turkish Lending Rates: A
Threshold Cointegration Analysis”, ERC Working Papers in Economics 12/07,
September/ 2012.
[50]ZENGİN, A., “Reel Döviz Kuru Hareketleri ve Dış Ticaret Fiyatları (Türkiye
Ekonomisi Üzerine Ampirik Bulgular)”, Cumhuriyet Üniversitesi İktisadi ve
İdari Bilimler Dergisi, c.2, s.2, (2000), pp.27-41.
[51]ZULKHIBRI, M., “Policy Rate Pass-Through and the Adjustment of Retail
Interest Rates: Empirical Evidence from Malaysian Financial Institutions”,
Journal of Asian Economics, 23 (2012), pp.409-422.
Download