Dorusal ve Dorusal Olmayan Modellerle Reel Faiz Paritesi

Doğrusal ve Doğrusal Olmayan Modellerle Reel Faiz Paritesi Koşulunun Test Edilmesi: G 7 Ülkeleri Analizi Okyay UÇAN Gü ncel Ekonomik Sorunlar 19. 02. 2014

İçerik l l l Çalışmanın Amacı Kuramsal ve Ampirik Model Literatür Taraması Veri Seti ve Ekonometrik Yöntem Uygulamalı Analiz Çıktıları Sonuç ve Değerlendirme

Kuramsal ve Ampirik Model Sermaye Hareketliliğinin Ölçümü l Feldstein – Horioka Koşulu Güvencesiz Faiz Paritesi Koşulu l Sermaye akımlarının tahvillerin beklenen getiri oranını, değişim riskine maruz kalmasına bakmaksızın eşitleyeceği l Güvenceli Faiz Paritesi Koşulu Sermaye akımlarının, belirli bir para cinsinden sözleşme yapıldığında ülkeler arasındaki faiz oranını eşitleyeceği l Reel Faiz Oranı Paritesi Koşulu Uluslararası sermaye akımlarının ülkelerarasındaki reel faiz oranlarını eşitleyeceği

Çalışmanın Amacı l Bu çalışmada gelişmiş G 7 ülkelerinde reel faiz paritesi hipotezinin geçerliliğinin birim kök testleriyle sınanması amaçlanmaktadır. Reel faiz paritesi hipotezinin (RIP) geçerliliğini yapısal değişime olanak tanıyan doğrusal ve doğrusal olmayan birim kök testleri çerçevesinde ele almak çalışmamızın önemli bir yönünü oluşturacaktır.

Kuramsal ve Ampirik Model RIP ve Varsayımları l l İktisat kuramı, finansal piyasaların artan uluslararası entegrasyon derecesinin ulusal reel faiz oranlarını eşitleyeceği yönünde eğilim sergileyeceğini öngörmektedir. Güvencesiz Faiz Paritesi Koşulu ( ) Beklenen Satınalma Gücü Paritesi( ) Yurtiçi Ülkede Beklenen Fisher Denkliği( ) Yurtdışı Ülkede Beklenen Fisher Denkliği( )

Kuramsal ve Ampirik Model Reel Faiz Oranı Farklılığı

Kuramsal ve Ampirik Model Analiz yöntemi olarak Ferreira ve Leon Ledesma (2007) ile Holmes ve Wang (2008) gibi araştırmacılar takip edilerek birim kök testleri kullanılmıştır.

Kuramsal ve Ampirik Model (a) ψ>0 ψ parametresi istatistiksel olarak anlamlı ve sıfırdan büyükse diğer bir ifadeyle durağan değilse, reel faiz oranı farklılıkları uzun dönemde ortalamaya yakınsamayacak, dolayısıyla RIP koşulu sağlanmayacaktır. RIP Koşulu Sağlanmamakta (b) ψ=0 Reel faiz oranı farklılıkları durağan bir süreç sergilemeyecek ve şokların etkisinin sürekli olduğu rassal yürüyüş özelliği gösterecektir. (c) ψ<0 α=0 Reel faiz oranı farklılıkları durağan bir süreç sergileyecek, dengeden sapmalar kısa dönemli olacak ve sıfır ortalamaya doğru yakınsayacaktır. Bu durumda, tam RIP koşulu sağlanmaktadır. Tam RIP Koşulu Sağlanmakta (d) ψ<0 α≠ 0 Reel faiz oranı farklılıkları durağan bir süreç sergileyecek, dengeden sapmalar kısa dönemli olacak ve sıfırdan farklı bir ortalamaya doğru yakınsayacaktır. Bu durumda, zayıf RIP koşulu sağlanmaktadır. Zayıf RIP Koşulu Sağlanmakta

Literatür Taraması Yazar Ülkeler Veriler ve Değişkenler Mishkin (1984) OECD Ülkeleri: ABD, Kanada, İngiltere, Fransa, Almanya, Hollanda, İsviçre -1967 Q 2 -1979 Q 2, - Mevduat Faiz Oranı - TÜFE ve TEFE OLS RIP koşulu sağlanamamakta Cumby ve Mishkin (1986) ABD, Kanada, İngiltere, Fransa, Almanya, Hollanda, İtalya - 1973: 6 -1983: 12 - Mevduat Faiz Oranı - TÜFE OLS Bütün ülkelerde değişkenler arasında yakın ilişki bulunmuştur. -1980: 1 -1970: 12, - Mevduat Faiz Oranı - TÜFE Eş Bütünleşme Uzun Dönemde RIP koşulu sağlanırken, kısa dönemde sağlanamamakta ABD, Kanada, İngiltere, Belçika, İtalya , Fransa, Almanya, Hollanda, İsviçre, Japonya -1975: 2 -1987: 12, - Mevduat Faiz Oranı - TÜFE Eş Bütünleşme (Engle-Granger ve Johansen-Juselius) RIP koşulu sağlanmakta ABD, İngiltere, Almanya -1973: 1 -1991: 12 - Üç Aylık Hazine Bonosu Faiz Oranı - TÜFE, TEFE Kugler ve Neusser (1993) Goodwin ve Grennes (1994) Jorion (1994) OECD Ülkeleri Yöntem OLS Sonuç RIP koşulu sağlanamamakta.

Literatür Taraması Chung ve Crowder (2004) ABD, Kanada, İngiltere, Almanya, Japonya 1960: 4 -1996: 2 Euro Mevduat Faiz Oranı Baharumshah, Haw ve Fountas (2005) Endonezya, Filipinler, Sri Lanka, Tayvan, Tayland, Guney Kore, Hong Kong, Singapur, Malezya, Japonya 1977 Q 1 -2001 Q 4 -Kısa dönem faiz oranı (Üç aylık mevduat faiz oranı) - TÜFE Panel Birim Kök Testleri RIP koşulu sağlanmakta Ferreira ve Leon-Ledesma (2007) Arjantin, Brezilya, Meksika, Türkiye, Şili, Fransa, Almanya, İtalya, İspanya, ABD, İngiltere 1975. 5 -2003. 8 -Hazine Bonosu Faiz Oranı - TÜFE Birim Kök Testi ve Doğrusal Olmayan TAR Eş Bütünleşme Testleri RIP koşulu sağlanmakta Jenkins ve Madzharova (2007) 15 AB Ülkesi 1999: 1 -2004: 12 -Hazine Tahvili Faiz Oranı Johansen ve Pedroni Panel Eş Bütünleşme Testleri RIP koşulu sağlanamamakta. 1978. 9 -2004. 7 - Euro Mevduat Faiz oranı - TÜFE Doğrusal Birim Kök ve Eş Bütünleşme Testleri Doğrusal Olmayan STAR Birim Kök Testi Doğrusal Olmayan Analizlerde RIP koşulu sağlanmakta, Doğrusal Analizlerde RIP koşulu sağlanamamakta 1993: 7 -2005: 12 - Mevduat faiz oranı (NP, DF-GLS, KPSS) ve Panel (IPS ve SURADF) Birim Kök Testleri Ppanel birim kök testleri RIP koşulunun sağlandığını göstermektedir. Pipatchaipoom ve Norrbin (2008) ABD, İngiltere, İsviçre, Japonya Holmes ve Wang (2008) 1 Mayıs 2004’te AB Üyesi olan 10 Ülke Eş Bütünleşme (Johansen-Juselius) RIP koşulu sağlanmakta

Veri Seti Çalışmada G 7 (Almanya, Kanada, Fransa, İtalya, Japonya, İngiltere, ABD)ülkelerine ait 1974: Q 1 -2008: Q 3 dönemini kapsayan üçer aylık veriler IFS (International Financial Statistics) veri setinden alınmıştır. Kısa vadeli faiz oranı: Hazine bonosu faiz oranı Uzun vadeli faiz oranı: Hazine tahvili getiri oranı

Uygulamalı Analiz Sonuçları ADF Testi İngiltere Kanada İtalya Fransa Almanya Japonya Kritik Değerler KPSS Testi α tψ R 1 0. 442* -4. 148 2. 412* 0. 245 R 2 0. 060 -2. 448 1. 620* 0. 719 R 1 -0. 332** -2. 727 -3. 675* 0. 192 R 2 0. 086** -2. 546 0. 962* 0. 432 R 1 0. 341** -2. 959 4. 282* 0. 925 R 2 0. 143 -2. 187 -2. 805* 0. 851 R 1 0. 172** -2. 921 1. 453* 0. 544 R 2 0. 054 -2. 904 0. 676* 1. 101 R 1 -0. 063 -3. 469 -0. 745* 0. 341 R 2 -0. 080*** -2. 507 1. 023* 0. 356 R 1 0. 158 -3. 305 1. 540* 0. 473 R 2 -0. 234* -2. 923 -2. 859* 0. 369 %1 -3. 478 0. 739 %5 -2. 882 0. 463 %10 -2. 577 0. 347

Uygulamalı Analiz Sonuçları ZA(1992)Testi İngiltere Kanada İtalya Fransa Almanya Japonya Kritik Değerler Perron (1997) Testi TB α tψ R 1 1985: 01 0. 653** -5. 238 1984: 03 0. 868* -5. 220 R 2 1979: 02 0. 198 -3. 553 1976: 03 1. 140 -4. 644 R 1 1979: 02 -0. 587** -4. 307 1980: 03 -0. 648* -4. 421 R 2 1996: 02 0. 178** -4. 140 1995: 04 0. 212* -4. 760 R 1 1996: 01 1. 173* -4. 871 1992: 02 1. 253* -4. 988 R 2 1996: 01 0. 570** -4. 919 1995: 03 0. 771* -4. 953 R 1 1993: 01 0. 476** -4. 922 1995: 01 0. 564* -5. 230 R 2 1996: 01 0. 411** -4. 971 1982: 03 0. 723* -6. 454 R 1 1979: 03 -0. 348*** -4. 237 1989: 01 -0. 328** -4. 896 R 2 1989: 01 -0. 359 -5. 080 1988: 04 -0. 384* -5. 086 R 1 1979: 02 0. 374*** -4. 307 1979: 02 0. 345*** -4. 742 R 2 1980: 03 -0. 298* -4. 211 1980: 02 -0. 121 -3. 998 %1 -5. 34 -5. 28 %5 -4. 80 -4. 65 %10 -4. 58 -4. 38

Uygulamalı Analiz Sonuçları Doğrusallık Test Sonuçları BDS Testi İngiltere Kanada İtalya Fransa Almanya Japonya Not: Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini göstermektedir. (Brock, Dechert and Scheinkman) R 1 0. 288 (0. 000) R 2 0. 437 (0. 000) R 1 0. 338 (0. 000) R 2 0. 300 (0. 000) R 1 0. 347 (0. 000) R 2 0. 375(0. 000) R 1 0. 283 (0. 000) R 2 0. 301 (0. 000) R 1 0. 339 (0. 000) R 2 0. 417 (0. 000) R 1 0. 295 (0. 000) R 2 0. 412 (0. 000)

Uygulamalı Analiz Sonuçları Kısa Vadeli Reel Faiz Oranı Farklılıklarının Doğrusal Olmayan Eşik Otoregresif Birim Kök Test Sonuçları Ülke İngiltere Model TAR + -0. 411* -0. 081** 9. 462 (0. 000) 4. 039 8. 520 (0. 004) 4. 865 (0. 029) MTAR -0. 241* -0. 067 9. 141 (0. 000) 3. 474 TAR -0. 021 -0. 364** 9. 139 (0. 000) -5. 798 14. 636 (0. 000) MTAR -0. 010 -0. 079** 2. 571 (0. 080) -5. 798 1. 813 (0. 180) TAR -0. 286* -0. 027 9. 826 (0. 000) 6. 636 13. 415 (0. 000) MTAR -0. 075** -0. 008 3. 139 (0. 046) 8. 273 2. 777 (0. 097) TAR -0. 254* -0. 048 4. 900 (0. 008) 2. 662 4. 427 (0. 037) MTAR -0. 112** -0. 074 3. 709 (0. 027) 1. 993 0. 304 (0. 5821) Kanada İtalya Fransa TAR -0. 023 -0. 602* 7. 469 (0. 000) -2. 932 12. 886(0. 000) MTAR 0. 042 -0. 148* 7. 243 (0. 001) -2. 214 11. 457 (0. 000) -0. 045** -1. 173** 6. 116 (0. 002) -1. 459 7. 357 (0. 007) -0. 030 -0. 097** 3. 588 (0. 030) -0. 836 1. 230 (0. 269) Almanya Japonya TAR MTAR Not: (*), (**), (***), sırasıyla %1, % 5 ve % 10 düzeyinde anlamlı olduğunu göstermektedir. Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini, τ ise Chan(1993)’in yöntemiyle hesaplanmış eşik değeri göstermektedir.

Uygulamalı Analiz Sonuçları Uzun Vadeli Reel Faiz Oranı Farklılıklarının Doğrusal Olmayan Eşik Otoregresif Birim Kök Test Sonuçları Ülke İngiltere Model + - -0. 062** -0. 078 3. 527(0. 032) 0. 821 0. 033(0. 855) MTAR -0. 033 -0. 101 4. 261(0. 016) 0. 801 1. 435(0. 232) TAR -0. 285* -0. 053*** 5. 271(0. 006) 1. 410 4. 849(0. 029) MTAR -0. 125* -0. 057 4. 169(0. 017) 1. 198 1. 018(0. 314) TAR -0. 247* -0. 019 4. 486(0. 012) 5. 220 6. 349(0. 012) 0. 036 -0. 074** 4. 252(0. 016) -0. 189 6. 495(0. 011) -0. 237* -0. 051 7. 278(0. 000) 1. 166 6. 092(0. 014) 0. 008 -0. 176* 6. 917(0. 001) -0. 404 6. 631(0. 011) TAR -0. 216* -0. 028 5. 039(0. 007) -0. 046 5. 679(0. 018) MTAR -0. 048 -0. 068** 3. 653(0. 028) -1. 862 0. 221(0. 639) TAR -0. 048** -0. 213* 5. 255(0. 006) -4. 031 3. 208(0. 075) MTAR -0. 091** -0. 061*** 4. 487(0. 012) -2. 950 0. 343(0. 558) TAR Kanada İtalya MTAR Fransa MTAR Almanya Japonya Not: (*), (***), sırasıyla %1, % 5 ve % 10 düzeyinde anlamlı olduğunu göstermektedir. Parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini, τ ise Chan(1993)’in yöntemiyle hesaplanmış eşik değeri göstermektedir.

Uygulamalı Analiz Sonuçları KSS(2003) Birim Kök Testi Sonuçları KSS Test İstatistiği R 1 R 2 İngiltere -5. 902 -4. 293 Kanada -4. 401 -3. 708 İtalya -6. 421 -5. 584 Fransa -5. 940 -7. 206 Almanya -4. 010 -8. 468 Japonya -4. 704 -4. 071 Not: %1, % 5 ve % 10 anlamlılık düzeyi için kritik değerler sırasıyla, -− 3. 13, − 3. 40, ve − 3. 93’tür. R 1 kısa, R 2 ise uzun vadeli faiz oranını temsil etmektedir.

Sonuç ve Değerlendirme Literatürdeki araştırmalardan elde edilen bulguların büyük çoğunluğu kısa dönem reel faiz paritesinin sağlanmadığını göstermektedir. Bu duruma, ticarete konu olmayan malların varlığı ve işlem maliyetlerinin neden olduğu ileri sürülmüştür. Fiyat yapışkanlığı ve mal piyasasındaki katılığın varlığında RIP ilişkisinin araştırılmasında geleneksel analiz yöntemlerinden ziyade uyarlama mekanizmasındaki olası asimetrileri hesaba katan testlerin uygulanması esastır.