ANKARA ÜNİVERSİTESİ SİYASAL BİLGİLER FAKÜLTESİ YAYINLARI ı 532

N E O K L A S İ K M A K R O İ K T İ S A T

V E F İ Y A T B E K L E Y İ Ş L E R İ

Kuram ve Türkiye Ekonomisine Uygulama

I > o ç . D r . E R C A N U Y G U R

A n k a r a - 1 9 8 3

ANKARA ÜNİVERSİTESİ SİYASAL BİLGİLER FAKÜLTESİ YAYINLARI. 532

N E O K L A S t K M A K R O İ K T İ S A T

V E F t l A T B E K L E Y İ Ş L E R İ

Karam ve Türkiye Ekonomisine Uygulama

D o ç . D r . E R C A N U Y G U R A.Ü. Siyasal Bilgiler Fakültesi

Ankara -1983

t

Aras'a ve Fırat'a

Ö N S Ö Z

Bu çalışma bazı sorulara yanıt arama çabasının ürünüdür. Şöyleki, 1970'li ve 1980'li yıllarda birçok Batı ülkesinde ve bu arada Türkiye'de Key-nesci politikalardan temel farklılıklar gösteren iktisat politikaları yürür-lüğe konulmuştur. Değinilen politikalar ayrıntıda değişiklikler gösterme-lerine rağmen, belirli bir iktisat modeli üzerine oturtulmuşlardır. Bu ne-denle de kendi içlerinde bir tutarlılıkları vardır. Acaba bu politikalara kaynaklık eden iktisat kuramının ana hatları nelerdir? Neoklasik makro iktisat olarak bilinen bu kuramın belli başlı önermeleri ile Keynesci ikti-sat kuramının önermeleri arasındaki farklar nelerdir? Her ekonomik ka-rarda ve uygulamada bekleyişlerin dikkate alınması gerektiğini ve fakat bekleyişlerin rasyonel* olduğunu vurgulayan bu kuramın önemli varsa-yım ve ilişkilerinin Türkiye ekonomisi için geçerliliği sınanabilir mi? Sı-nama sonuçlarından hareketle, iktisat politikaları konusunda ne gibi yar-gılara ulaşılabilir? Kitapta bu ve benzer sorulara yanıt verilmeye çalışıl-maktadır.

Sezgilerden yola çıkarak iktisat politikaları konusunda yargılara var-mak, kısır tartışmalar getirebilmektedir. Bu nedenle iktisat politikalarının kaynağındaki iktisat modelleri; varsayımlarıyla, ilişkileriyle ve öngörüle-riyle irdelenmelidir. İktisat modelleri, hangi türden olurlarsa olsunlar, ger-çek ekonominin soyutunu yaratabilmek için varsayımlara dayanmak zo-rundadırlar. Ancak varsayımların çoğu veya bütünü gerçek ekonomi ile zıtlık içinde ise, bu modellerden kaynaklanan politika önerileri çok ya-nıltıcı olabilecektir. Elbette sadece varsayımların incelenmesi yetmez. İliş-kilerdeki sınırlamaların gerçek ekonomi ile ne ölçüde uyuştuğu ve yapı-lan öngörülerin başarı derecesi de bilinmelidir. Kitapta Türkiye ekono-misi için yer alan sınama ve uygulamalarda bu noktalar dikkate alın-mıştır.

Türkiye ekonomisi için güvenilir ve ayrıntılı veri bulmak ne yazıkki her zaman zor bir uğraş olmuştur. Halbuki sınama ve uygulamalardan gü-venilir sonuçlar alınabilmesi, yöntemler kadar kullanılan verilere de bağ-

* Rasyonel bekleyişler kavramı Bölüm II.2'de açıklanmıştır.

lıdır. Bu nedenle çalışmada veri konusunda büyük titizlik gösterilmiştir. Örneğin, bekleyişlere ilişkin veriler belli varsayımlara göre değil, uygu-lanan anket sonuçlarından elde edilmiştir. Türkiye ekonomisine ilişkin diğer uygulamalı çalışmalarda benzer verilere rastlanmadığından, kitap-taki verilerin başka araştırıcılara da yararlı olacağı umulmaktadır.

İncelenen konunun gereği olarak matematiksel ve istatistiksel yön-temler kullanmak kaçınılmaz olmuştur. Özellikle bu tür işlemlerden ka-çınmak isteyen okuyucular için, her bölümün sonunda bir sonuç alt-bölü-mü bulunmaktadır. Bunlarda, her bölümde yapılan incelemeler, elde edi-len bulgular ve ulaşılan sonuçlar özetlenmektedir.

Çalışma birbuçuk yıl önce tamamlanmış, doçentlik tezi olarak sunul-muş ve kabul edilmiştir. Jürinin toplanabilmesi için gösterdiği ilgiden ötü-rü, İstanbul İktisat Fakültesi öğretim üyelerinden Prof. Dr. M. Kemal Yoğurtçugil'e burada teşekkür etmek isterim. İlk taslağın önemli bir bö-lümü Oslo Üniversitesi İktisat Enstitüsünde yazıldı. Bu enstitüdeki çalış-malarım sırasında Prof. Dr. Leif Johansen ile birçok konuda tartışma ola-nağı buldum. Bir yıl kadar önce yaşamını yitiren Prof. Johansen, çok üs-tün yetenekli bir iktisatçı olmak yanında bir yabancıya, bana veya bir başkasına, "Senin konuyla ilgili yeni bir makale çıktı, X dergisine bir bak" diyecek kadar alçakgönüllü, çevresiyle ilgili ve yardımsever bir insandı. Kendisini saygı, şükran ve üzüntüyle anıyorum. Oslo Üniversitesinden Prof. Dr. Harald Goldstein'ı da, İstatistiksel konularda tartışmalar yapma olanağı verdiği için, teşekkürle anmak isterim.

Araştırma yoğun bilgisayar kullanımı gerektirmiştir. Bilgisayar işlem-lerinin bir bölümü Oslo Üniversitesi Bilgisayar Merkezinde, geri kalan bö-lümü de Orta Doğu Teknik Üniversitesi Bilgisayar Merkezinde gerçekleş-tirilmiştir. Her iki merkeze de ve ikinci merkezde TSP programını kul-lanma olanağı sağlayan Doç. Dr. Halûk Erlat 'a şükran borçluyum. Çalış-manın tamamlanması yolunda yakın çevremin anlayış ve yardımları bü-yüktür. Her aşamadaki çabasından ötürü eşim Fatma'ya ve şekilleri çizen kardeşim Özcan'a teşekkür ederim.

Kitabın basımı süresince gösterdikleri çaba ve titizlik için A.Ü. S.B.F. ve B.Y.Y.O. Matbasının tüm çalışanlarına da teşekkürlerimi iletmek iste-rim.

E. Uygur Kasım 1983

VI

İ Ç İ N D E K İ L E R

Ö N S Ö Z . V

BÖLÜM I GİRİŞ

Irl. ÇALIŞMANIN AMACI 3

I.2. ÇALIŞMANIN KAPSAM VE PLANI .'„ 4

BÖLÜM II

"YENİ NEOKLASİK MAKROİKTİSAT" VE BEKLEYİŞLERİN ÖNEMİ

IH. KEYNES VE SONRASINDA BEKLEYİŞLER KONUSU ... ... 7

n.2. "DOĞAL ORAN HİPOTEZİ" VE BEKLEYİŞLERİN RASYONELLİĞİ ... 1 1

II.3. LUCAS VE BARRO MODELLERİ VE UZANTILARI ... 16

A — LUCAS SUNUM DENKLEMİ VE BAZI ÖNERMELER 13 B — BARRO MODELİ VE BAZI ÖNERMELER 29

II.4. SONUÇ ... ... .... ... . 33

BÖLÜM III

İMALAT SANAYİİNDE ÜRETİCİ FİYATLARININ YAPISI VE BAZI ETKİLENMELER

III.l. FİYAT DEĞİŞMELERİ VE FİYAT DEĞİŞMELERİNİN İSTATİSTİKSEL DAĞILIMI ... 39

A — ÜRETİCİ FİYAT DEĞİŞMELERİNİN DAĞILIMI ... 42 B — (III.2.3.) DENKLEMİNDEKİ SINIRLAMALARIN GEÇERLİLİĞİ ... 47

III.3. FİYAT DEĞİŞMELERİ İLE BAZI DEĞİŞKENLER ARASINDA NEDEN-SELLİK İLİŞKİLERİ 51

A — NEDENSELLİK SINAMALARI 53 B — KAPASİTE KULLANIM ORANLARININ TÜRETİLİŞİ 56 C — NEDENSELLİK SINAMALARI BULGULARI 60

VII

III.4. SONUÇ ... ... 69

BÖLÜM IV

İMALAT SANAYİİNDE ÜRETİCİ FİYAT DEĞİŞME BEKLEYİŞLERİ VE BUNLARA İLİŞKİN SINAMALAR

IV.l. NİTELİKSEL BEKLEYİŞ VERİLERİNDEN NİCELİKSEL BEKLEYİŞ VE-RİLERİNİN TÜRETİLİŞİ ... 71

A — YÖNTEM SORUNLARI 73

B — İMALAT SANAYİİ İÇİN BEKLEYİŞ VERİLERİNİN TÜRETİLİŞİ 81

IV.2. BEKLEYİŞLERİN RASYONELLİĞİ KONUSUNDA SINAMALAR 86

IV.3. BEKLEYİŞLERİ İÇEREN LUCAS SUNUM DENKLEMİNİN TAHMİNİ ... 93

IV.4. SONUÇ . 97

BÖLÜM V

SONUÇLAR VE DEĞERLENDİRMELER

V.l. GENEL DEĞERLENDİRMELER 99

V.2. TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN DEĞERLENDİRMELER ... 101

EK A ; ... 105

EK B ... ... 121

KAYNAKÇA ... ... .... ... 125

DİZİN 132

TABLOLAR

in.l. İmalat Sanayii Alt Sektörlerindeki Fiyat Değişmelerinin Dağılımını

Belirlemek için Bazı İstatistikler ... 45

111.2. = c + kpt + v t Denkleminin Tahmini 49

111.3. p,t ile y+ t t Arasında Nedenselliğe İlişkin Bulgular ... 62

111.4. y+ l t ile p i t Arasında Nedenselliğe ilişkin Bulgular 63

111.5. p t ile m t ve pot ile ppt Arasında Nedenselliğe İlişkin Bulgular 67

IV.l. Bekleyişlerin Rasyonelliğine ilişkin Bulgular ... 88

IV.2. (IV.2.2) Denkleminin Tahmini ... 91

IV.3. Lucas Sunum Denklemi (IV.3.2)'nin Tahmin Sonuçlan 95

A.l. İmalat Sanayii Üretici Fiyat Artış Oranlarının Hesaplanışında Kapsanan Sektör ve Maddeler ... ». ... 106

A.2. İmalat Sanayii ve Alt Sektörlerinde Üretici Fiyat Artış Oranları 109

VIII

A.3. Petrol ve Türemleri Dışındaki Alt Sektörler Üretici Fiyatlarında, Ticaret Bakanlığı Toptan Eşya Fiyatlarında ve Para Miktarın-da (Ml'de) Artış Oranları 114

A.4. İmalat Sanayii ve Alt Sektörlerinde Kapasite Kullanım Oranları 116

B. İmalat Sanayii ve Alt Sektörlerinde Üretici Fiyat Artış Oranı Bekleyişleri 122

ŞEKİLLER

111.1. İmalat Sanayiinde Üretici Fiyat Artışları ve Sanayi Hammaddeleri ve Yarımamülleri Toptan Fiyat Artışları 38

111.2. İmalat Sanayiinde Kapasite Kullanım Oranları ve Üretici Fiyat Ar-tışları 59

1V.1. İmalat Sanayiinde Üretici Fiyat Artışı Bekleyişleri ve Gerçekleşmeleri 85

IX

BÖLÜM I

GİRİŞ

1970'lerin başlarından bu yana batı ekonomileri ve Türkiye ekonomisi bir bunalım içindedirler. Batı ekonomilerinde enflasyon oranında hızlı bir tırmanışla başlayan bunalım, işsizlik oranındaki artışlarla sürmüştür. Bu iki olgunun birarada yaşanması (stagflation), batı ekonomilerindeki son bunalımı daha öncekilerden farklı yapmaktadır. Şöyleki, daha önceki bu-nalımlarda enflasyon ve işsizlik oranlarındaki artışlar aynı zamanda göz-lenmemiştir. Bu durum batı iktisatçılarını, daha önceki kuramsal ilişkileri ve açıklamaları gözden geçirmeye yöneltmiştir. İktisat kurammdaki ara-yışlar, bazı ekonomik değ işen le r in ön plana çıkmasına, değişkenler ara-sında yeni ilişkiler kurulmasına ve belli iktisat politikası önermelerine yol açmıştır. İktisat politikası önermeleri, birçok batı ekonomisinde uygula-maya da yansımaya başlamıştır.

Türkiye'de yaşanan son bunalım, daha öncekilerden pek farklı değil-dir. Dış ticaret açığının 1970'lerin ortalarından başlayarak hızla artması ve dış alımların daralması, ekonomide zaten var olan enflasyonu alışılmadık boyutlara ulaştırmıştır. Bir yandan enflasyon oranı artarken, bir yandan da üretimde duraklamalar ve giderek gerilemeler olmuştur. Ekonomide-ki yapısal işsizliğe, bir de bunalımın getirdiği devresel işsizlik eklenmiş-tir. İktisat politikaları bir süre bu durumdan etkilenmemişlerse de, 1980 yılı başından başlayarak, batı ekonomilerindeki yeni uygulamalara ben-zer bir iktisat politikası yürürlüğe girmiştir.

Hem batı ekonomilerinde hem de Türkiye ekonomisinde uygulamaya konulan yeni politikalar arasında, elbette bazı farklılıklar bulunmakta-dır. Ancak politika araçları ve ulaşılmak istenen hedeflerde bir benzerlik vardır, çünkü bunalıma konulan teşhiste benzerlik vardır. İlkönce buna-lıma konulan teşhisin önemli öğeleri üzerinde durmak yararlı olacaktır.

i) İkinci dünya savaşından bu yana, ekonomilerde iç istem körükle-nerek işsizlik oranı azaltılmaya veya üretim arttırılmaya çalışılmıştır. İs-temin yüksek düzeylerde tutulması ancak para miktarındaki artışlarla yapılabilmektedir. Bu şekilde ekonominin üretim (veya sunum) olanak-

î

l an ile ilgilenilmek yerine, istem öğesi ön plana alınmakta ve hatta zor-lanmış olmaktadır. Üretkenlik, rekabet, kârlılık ve işçi ücretleri artışları gibi sunumu etkileyen öğeler ya geri planda kalmakta veya hiç dikkate alınmamaktadır.

ii) Sunuma önem verilmeden istem körüklendiğinden, bu körükle-me kısa bir süre üretimi art t ırmakta veya işsizliği azaltmakta ise de, bu sürekli olmamakta ve üretim artış oranı veya işsizlik oranı yeniden eski düzeylerine dönmektedirler. Daha da önemlisi, sonuçta enflasyon oranı da artmış olmaktadır.

iii) Enflasyonun süreklilik kazanması fiyat artışlarına ilişkin bek-leyişleri de etkilemekte ve enflasyon en önemli dayanaklarından birini bu tür bekleyişlerde bulmaktadır. Dolayısıyla enflasyonun sürekliliği, enf-lasyon ile savaşımı zorlaştırmaktadır.

iv) Ekonomik doğal denge enflasyon ile böylece bozulmaktadır. An-cak daha da önemlisi, sosyal dengenin etkilenmesidir. Enflasyon, sosyal yapıyı hızla yıpratmaktadır ve piyasa ekonomisinin varlığını yok edici niteliktedir. Bu nedenle eğer bir ekonomide enflasyon yaşanıyor ise, eko-nomik büyümeye etkisi ne olursa olsun, enflasyonu önlemek iktisat poli-tikası uygulayıcılarının ilk ve hatta uzun süre tek amacı olmalıdır.

Bu teşhislerden hareketle, ekonomi politikası uygulaması da başlıca şu öğelere dayanmalıdır.

i) Enflasyon, ancak ve ancak fazla istemi yansıtan para miktarın-daki artışlarla sürebileceğinden, enflasyonu durdurmaya yönelik iktisat politikası, para miktarındaki artışı mutlak durdurmalıdır. Para mikta-rındaki artış, ekonominin doğal büyüme oranına göre ayarlanmalı ve bun-dan sapılmamalıdır.

ii) İktisat politikası uygulayıcıları, böyle bir para politikasının uy-gulanacağına ekonomik birimleri inandırmak durumundadırlar da. Enf-lasyonun sürmeyeceği kanısı ancak böyle yerleştirilebilir ve enflasyon en önemli dayanaklarından birinden böyle yoksun bırakılabilir.

iii) İktisat politikası uygulayıcıları, ekonomiyi doğal dengesinden uzaklaştırmadan sunum olanaklarını art t ırmaya çalışmalıdırlar, a) Vergi oranlarının, özellikle gelir vergisi oranlarının, düşürülmesini temel alan ve kamu harcamalarını da aynı oranda düşüren bir malî politika izlen-melidir. Bu politika para politikası ile birlikte yürütülmelidir, b) Kârlı-lığı art t ırmak için işçi ücretlerindeki artışlar frenlenmelidir. c) Ekonomi doğal dengesine tam rekâbette ulaşabileceğinden, rekâbeti arttırıcı önlem-ler alınmalı ve her tür denetleme ortadan kaldırılmalıdır. Örneğin, döviz

2

kurlarının piyasada belirlenmesini sağlamak üzere, sabit kur uygulama-sından vazgeçilmelidir.

iv) Ekonomiye dışarıdan yapılan her tür müdahale ekonomiyi do-ğal dengesinden uzaklaştırdığına göre, müdahale yapabilecek gücün var-lığı, yani devletin varlığı, en az düzeye indirilmelidir.

Kısaca özetlenen ve birçok ülkede uygulamaya da yansıyan bu tür iktisat politikası önerilerinin gerisindeki iktisat kuramının ana hatları ne-dir? İktisat politikası önerileri ile iktisat kuramı tutarlılık içinde midirler? Bekleyişleri ön plana çıkaran ve "yeni neoklasik (veya klasik) makro ik-tisat" olarak da bilinen bu kuramın temel varsayım ve ilişkilerinin Türki-ye ekonomisi için geçerli olup olmadığı sınanabilir mi? Sınama sonuçları-na göre, iktisat politikası önerileri konusunda ne gibi yargılara varılabi-lir? Bu çalışma, bu sorulara yanıt arama çabasının ürünüdür.

1.1. ÇALIŞMANIN AMACI

Çalışmanın dört ana amacı vardır. Birincisi, bekleyişlere önem veren bir çerçeve içinde, yeni neoklasik makroiktisat kuramının ortaya çıkışım ve temel öğelerini açıklamaktır. Bu açıklamayı yaparken, neoklasik for-mel modellerin oluşumunu etkileyen gelişmelere ve bu modellerdeki var-sayım ve ilişkilerin niteliğine önem vermek hedeflenmiştir.

İkinci amaç, neoklasik modellerdeki bazı varsayım ve ilişkilerin Tür-kiye ekonomisi için geçerli olup olmadığını sınamaktır. Neoklasik model-ler mikro düzeydeki piyasa davranışlarından yola çıkarak makro düzey-de genellemeler yapmaktadırlar. Bu nedenle bunların doğru olarak sına-nabilmesi için piyasalar düzeyine inmek gerekmektedir. Piyasalar düze-yine inmek de yeterli değildir; sınamalar için kısa dönem değişmeleri yan-sıtan aylık veya üç aylık verilere gereksinim vardır. Çünkü neoklasik mo-deller, piyasalardaki ve makro düzeydeki kısa dönem devresel hareket-leri açıklamaya yöneliktirler. Dolayısıyla, değinilen modellerin varsayım ve ilişkilerinin Türkiye ekonomisi için anlamlı bir şekilde sınanması, ima-lat sanayii verilerine dayanarak yapılmalıdır.

Çalışmanın üçüncü amacı, sınamalarda kullanılabilecek değinilen tür-den verileri, imalat sanayii ve alt sektörleri için türetmektir. Verileri tü-retmek ayrı bir amaçtır zira sınamalar için kullanıma hazır veriler yok-tur. Kullanıma hazır bazı yayınlanmış verilerden yararlanma yoluna gi-dilmemiştir, çünkü verilerin niteliğine ve tutarlılığına özen göstermek bir zorunluluktur. Belirtmek gerekir ki, imalat sanayii ve alt sektörlerinde üç aylık gelişmeleri yansıtan tutarlı veriler türetilebilecek anket sonuç-

3

l a n bulunmaktadır. Aylık veya üç aylık verilerin yokluğu, Türkiye eko-nomisini inceleyen birçok araştırmacıyı yıllık veri kullanımına zorlamak-tadır. Halbuki yıllık veriler, kısa dönemde oluşan birçok değişme ve iliş-kiyi saklamaktadırlar. Bu çalışmada elde edilen üç aylık veriler, bu alan-daki boşluğu doldurmak yönünde bir başlangıç sayılmalıdır.

Çalışmanın dördüncü amacı, sınama sonuçlarına dayanarak, neoklasik makro-iktisatın politika önerilerinin Türkiye ekonomisi için geçerliliği ko-nusunda yargılara varmaktır. Bu yargılara varılırken, başka çalışmaların bulguları da elbette dikkate alınmalıdır.

1.2. ÇALIŞMANIN KAPSAM VE PLANI

Çalışmanın bundan sonraki bölümünde, bekleyişler konusunun Key-nes ve Keynesciler tarafından nasıl ele alındığı kısaca anlatıldıktan son-ra, neoklasik makroiktisat 'a kaynaklık eden Phelps (1967) ve Friedman (1968)'in bekleyişleri içeren Phillips eğrisi açıklamasına bakılmaktadır. Arkasından, neoklasik makroiktisat'ın önemli bir tanımlamasına, Muth (1961)'in rasyonel bekleyişlerine yer verilmektedir. Daha sonra neoklasik makro iktisatm temel model ve önermelerinin incelemesi yapılmaktadır. Temel modeller içinde Lucas (1972a), (1973) ve Barro (1976)'nın model-leri, önermeler içinde de Lucas-Sargent önermesi ayrıntıyla anlatılmak-tadır.

Bölüm III, Türkiye imalat sanayii ve onaltı alt sektöründeki üretici fiyat artışlarının türetilişinin açıklaması ile başlamaktadır. Değinilen ve-rilerde kamu kesimi-özel kesim ayırımı yapılmamıştır ve bunlar 1975 III -1981 III dönemine ilişkindirler. Neoklasik modellerde yer alan fiyat artış-larının dağılımına ve göreli fiyatlardaki değişmelere ilişkin varsayımla-rın geçerliliğinin sınanması ile bu bölüm sürmektedir. Sınama sonuçları bir başka varsayım ile, fiyatların tümüyle esnek olduğu varsayımı ile, ilişkilendirilmektedir. Bu bölümde daha sonra neoklasik modellerdeki fi-yat artışı denklemlerinin geçerliliği sınanmaktadır. Bu işlem nedensellik sınamaları yolu ile yapıldığından, bölümde nedensellik sınamaları konu-sunda bir açıklamaya yer verilmiştir. Nedensellik sınamaları, fiyat değiş-meleri ile kapasite kullanım oranı değişmeleri arasındaki ilişkiyi saptama-ya yöneliktir. Bu nedenle, imalat sanayii ve onaltı alt sektördeki kapasite kullanım oranlarının türetilişi de bu bölümde anlatılmaktadır. Kapasite kullanımına ilişkin veriler 1975 I - 1981III dönemini kapsamaktadır ve gene kamu kesimi-özel kesim ayırımı yapılmamıştır. Bu bölümde ayrıca, para miktarındaki artışlar ile fiyat artışları arasındaki ve petrol fiyatındaki

4 I

artışlar ile diğer fiyat artışları arasındaki nedensellik ilişkileri bulguları da yer almaktadır.

Bölüm IV'te ilkönce imalat sanayii ve onaltı alt sektöründeki fiyat artış bekleyişlerinin türetilişi açıklanmaktadır. Türetilen sayısal bekleyiş verileri, niteliksel yapıdaki anket sonuçlarından elde edilmiştir ve bunla-rı sayısal değerlere dönüştürmek için uygulanan yöntem, aynı konuda uy-gulanan diğer çalışmalardaki yöntemlerden önemli bir farklılık göster-mektedir. Bekleyiş verileri, 1977 III -1981 III dönemini kapsamaktadır. Bu bölümde daha sonra, bekleyişlerin rasyonelliğini saptamaya yönelik sınamalar yapılmaktadır. Ayrıca, fiyat bekleyişlerinin, gerçekleşmelerin gecikmeli değerleri ile temsil edilip edilemeyeceği konusuna da yer ve-rilmektedir. Bu bölümde ek olarak, neoklasik makro modellerin temel denklemi sayılan Lucas sunum denklemi, bekleyişleri içeren şekliyle tah-min edilmektedir. Bu tahminden elde edilen sonuçlara dayanarak, neokla-sik modellerin Türkiye ekonomisi için geçerliliği konusuna bir kez daha dönülmektedir.

Bölüm V, çalışmanın sonuçlarının biraraya getirildiği ve genel değer-lendirmelerin yapıldığı bölümdür. Çalışmada iki Ek bulunmaktadır. Ek A'da, çalışmadaki sınama ve tahminlerde kullanılan, bekleyişler dışındaki veriler tablolar halinde sunulmaktadır. Ek B ise, türetilen sayısal bekle-yiş verilerini içermektedir. Çalışma, başvurulan kaynakların yer aldığı kaynakça ile son bulmaktadır.

5

BÖLÜM II

"YENİ NEOKLASİK MAKROİKTİSAT" VE BEKLEYİŞLERİN ÖNEMİ

Son zamanların makro-iktisat yazınında bekleyişler konusu önemli bir yer tutmaktadır. Bunun nedeni açıktır. İktisatta zaman ve/veya be-lirsizlik öğeleri dikkate alındığında, bekleyişlerin de inceleme kapsamı-na girmesi kaçınılmazdır. Bekleyişler konusuna Keynes'in ve Keynescile-rin yaklaşımı, neoklasik iktisatçıların yaklaşımından farklıdır, çünkü be-lirsizliğin algılanış biçimi farklıdır. Keynescilere göre bekleyişlerde yanıl-gılar vardır ve bu yanılgılar belli bir süreklilik de gösterebilir. Neoklasik iktisatçılara göre bekleyişler Muth (1961) anlamında rasyoneldir; yanıl-gılar olsa bile bunlar ortalaması sıfır olan rassal bir değişken gibidirler ve süreklilik göstermezler. Bekleyişlerin rasyonel olarak tanımlanması, bazı neoklasik iktisatçılara göre, ekonomik birimlerin bir değişkene iliş-kin bekleyişlerini oluştururken, bu değişkeni etkileyebilecek bilgileri der-leyip kullanması anlamına gelir. (Örneğin, Kantor, 1979). Halbuki bu bö-lümde görüleceği üzere, neoklasik makro-iktisat modellerinin bütününde, ekonomik birimlerin bir makro-ekonomik model çözer gibi ve sonra da bu modeli ekonometrik olarak tahmin edip öngörülerde bulunur gibi davran-dıkları varsayılmaktadır.

Bu bölümde ilk önce bekleyişlerin Keynes ve Keynesciler tarafından nasıl ele alındığına değinilmektedir. Sonra yeni neoklasik makro-iktisata kaynaklık eden Phelps (1967) ve Friedman (1968) in bekleyişleri içeren Phillips eğrisi açıklamasına, diğer adıyla "doğal oran hipatezine" (natu-ral rate hypothesis) bakılmaktadır. Arkasından Muth (1961) in rasyonel bekleyişler tanımı daha geniş olarak açıklanmaktadır. Bu açıklamadan sonra yeni noklasik makro-iktisatın temel yazılarının ve temel önerileri-nin incelemesi yapılmaktadır. Temel yazılar içinde Lucas (1972a) (1973)! ve Barro (1976), temel önermeler içinde de "politika etkisizliği" (policy ineffectiveness) önermesi ayrıntıyla anlatılmıştır.

Yeni neoklasik makro-iktisat'ın formel modellerinde geniş biçimde is-tatistik ve ekonometri yöntemleri kullanılmaktadır. Bu yöntemler deği-

6

nilen modelleri matematiksel işlemler yığını haline getirmektedir. Bu bö-lümde yapılan açıklama ve incelemelerde, elden geldiğince, matematiksel işlemler azaltılmaya çalışılmıştır.

II.1. KEYNES VE SONRASINDA BEKLEYİŞLER KONUSU I

Genelde makro-iktisat kuramında ve özelde yeni neoklasik makro-ik-tisat kuramında bekleyişlerin yerini açıklığa kavuşturabilmek için, ko-nuya Keynes ile başlamak uygun olacaktır. Keynes (1936) Genel Teori'de bekleyişler konusuna iki ayrı bölüm ayırmıştır. Bu bölümlerde (5 ve 12), firmalar için, üretim süreci ile ilgili olan kısa dönem bekleyişler ve yatı-rım kararları ile ilgili uzun dönem bekleyişler olmak üzere birbirinden bağımsız iki tür bekleyiş anlatılmaktadır. Kısa dönemde üretim ve dola-yısıyla istihdam kararları halihazırda kurulu sermayenin nasıl işletilece-ğine ilişkindir. Bu anlamda üretim süreci çok kısadır ve alınan kararları da satış hasılatlarının ve maliyetlerin kısa dönem bekleyişleri belirler. Bu tür bekleyişler genellikle doğrudur, zira yakın geçmişteki gerçekleş-meler çoğunlukla yakın gelecekte de geçerlidir ve bu durum, eğer aksi yönde göstergeler yoksa, firmalar tarafından da bilinir. (Keynes, 1936: 51). Bekleyişler doğru olduğundan, üretim ve istihdam kararları kısa dönem-de dengeyi sağlayacak şekilde verilecektir. Coddington (1979: 984)'e göre Keynes'in bu sonucu Hicks'in "geçici denge" (temporary equilibrium) kavramına uygun bir sonuçtur.

Diğer yandan sermaye stokuna yapılacak bir eklemenin getirişi ve ma-liyetine ilişkin uzun dönem bekleyişler ani değişikliklere uğrayabilirler ve bunlar kısa dönem bekleyişlerden de etkilenmezler. Bu tür bekleyişler bu-günkü bilgilere dayanmak zorunda olduklarından, genel piyasa güvenli-ğine bağımlı olduklarından ve uzun bir dönemi kapsadıklarından genel-likle gerçekleşmelerden farklıdırlar. Piyasa mekanizmasını uzun dönem-de denge dışına iten ve dalgalanmalara neden olan, yatırımlarla ilgili uzun' dönem bekleyişlerin yanlışlığıdır. Robinson (1973), Shackle (1974: 67-83), Minsky (1976: 55-68) gibi Keynesci iktisatçılara göre Keynes'in iktisat ku-ramına en büyük katkısı ve kendinden önceki klasik iktisatçılardan en be-lirgin farkı piyasa mekanizmasındaki belirsizlikleri ve dolayısıyla bekle-yişleri ön plana çıkarmasıdır. Hat tâ Shackle (1972: 218) Keynes'in bu ko-nuya gereken önemi vermediğini söylemektedir. Bununla birlikte Hicks artık aynı görüşü paylaşmadığını belirtmektedir: "Genel Teori'yi yorum-ladığımda (Hicks, 1936), bekleyişlerin açık bir biçimde ele alınışı övdü-ğüm noktalardan biriydi; fakat o zamandan bu yana şu duyguyu aldım ki, Keynes bir eliyle verdiğini diğer eliyle almaktadır. Genel Teori'de

7

bekleyişler vardır fakat (temelde) veridirler; bunlar inceleme sürecinde şekillendirilmiş öğeler gibi değil, dışarıdan gelen bağımsız etkiler gibidir-ler. Belki sorunun temelinde yatan meşhur ... "Uzun Dönem Bekleyişler" bölümüdür ... bekleyişlerde rasyonel olmayan bir öğenin varlığı kabul edilebilir ... fakat bunların rassal (random) olduğunu söyleyecek kadar değil..." (Hicks, 1969: 313).

Kısaca Hicks, bekleyişlerde yanılmalar olabileceğini fakat bunların rasyonellikten tümüyle uzak olamayacağını otuz üç yıl sonra ifade etmek-tedir. Halbuki bu dönemin ortalarında yayınlanan ve devresel hareketle-rin oluşumunu açıklayan yapıtında Hicks (1950), Keynes gibi uzun dö-nem bekleyişlerin çoğunlukla yanlış olabileceği varsayımını korumakta-dır. (Coddington, 1979: 984). Bu yapıtta çoğaltan mekanizmasıyla temsil edilen üretim kararları doğru kısa dönem satış bekleyişlerine, hızlandıran mekanizmasıyla temsil edilen yatırım kararları ise yanlış uzun dönem sa-tış bekleyişlerine göre belirlenmektedir. Dinamik iktisada yaptığı katkı-da, Keynesci varsayımlara dayalı bekleyişlerin önemini vurgulayan Harrod (1939), bu varsayımların geçerliliğini koruduğu görüşündedir. Bir ekono-mide sektörlere özgü (specific) ve genel (generic) belirsizlikler olduğu ayırımını yapan Harrod'a göre: Sektörlere özgü beleirsizlikler piyasa araş-tırmaları ile azaltılabilirler. Fakat ekonominin makro düzeydeki durumu-nu belirliyen güçler konusundaki araştırmalar genel belirsizliği azaltmak-ta yararlı sayılamazlar. Diğer bir deyişle genel koşullara ilişkin öngörü-ler güvenilir olmaktan uzaktırlar, çünkü bir ekonominin gelecekteki ge-nel koşullarını belirleyen öğeler iyi anlaşılamamıştır. (Harrod, 1972: 127-128).

1950'lere gelindiğinde, özellikle Hicks'in geliştirdiği IS-LM modelinin de etkisiyle ve bu model bekleyişleri tümüyle dışladığından, makro ikti-satta artık bekleyişlerin yeri yoktur.1 Keynes'in bekleyişlere ilişkin de-ğerlendirmeleri hızlandıran tipi ve bir makro model içinde yer almayan yatırım çalışmalarında görülebilmektedir. (Örneğin, Koyck, 1954). Bunun-la birlikte 1950'lerin ortalarından başlayarak özellikle fiyat bekleyişleri, Friedman'ın önderlik ettiği ve Miktar Teorisi'ni yeniden canlandırıp Key-nes'in bu teoriye eleştirilerini karşılamaya yönelen iktisatçılar kanalıyla makro incelemelere girmeye başlamıştır. Friedman (1956), Miktar Teori-

ı Belirtmek gerekirki, bu dönemde özellikle Avrupa'daki araştırma kurumları bek-leyişler konusuna birhayli önem vermişlerdir. 1950'de Almanya'da, hemen ar-dından da birçok başka Avrupa ülkesinde ve Japonya'da satış fiyatları, üretim, satışlar, stoklar, siparişler gibi değişkenlere ilişkin firma bekleyişlerini sapta-maya yönelik aylık anketler düzenlenmiştir. (Theil, 1961: 96-99; 1966: 302-304). Bu anketler düzenli olarak şimdi de yapılmaktadır. Amerika Birleşik Devletleri'n-de özellikle fiyat değişmeleri konusundaki tüketici bekleyişlerini belirlemeye yö-nelik anketler 1950'den de önce başlamıştır. (Wachtel, 1977: 362-370).

8

si'nin Cambridge eşitliğinden yola çıkarak ve fakat bu eşitliği mekanik olmaktan da kurtarmak çabasıyla, bir para istemi işlevi belirlemek ama-cındadır. Bu amaçla servet sahiplerinin, fayda maksimizasyonu yaptıkla-rı varsayımıyla, portföylerini para ve diğer varlıklar arasında nasıl böle-bileceklerini araştırmaktadır. Friedman'ın sonuçta belirlediği para istem işlevi içinde, diğer değişkenler yanında, fiyat artış oranı bekleyişi de yer almaktadır.

Buna dayanarak Cagan (1956) reel para miktarı istemini açıklayan denkleminde fiyat artış oranı bekleyişini açıklayıcı değişken olarak kul-lanmış ve bu denklemi yüksek enflasyon oranları yaşamış yedi Avrupa ülkesi için tahmin etmiştir. Bekleyişler doğrudan ölçülemediğinden, Ca-gan bunların "intibakçı bekleyişler" varsayımına göre oluşturulduğunu kabul etmiştir. Diğer bir deyişle, Ep t t döneminin başlangıcında t dönemi için oluşturulan fiyat artış oranı bekleyişi, p t t dönemindeki gerçek fiyat artış oranı ise,

Ep t = E p t - ı + a (p t—ı — Ept ı )

eşitliğini varsaymıştır. Bu eşitikte geçmiş dönemdeki yanılmanın da bek-leyişleri etkilediği ve a oranında bir intibaka neden olduğu görülmekte-dir. Yukardaki eşitlik E p t , E p t 2 , için ifade edilip elde edilenler de aynı ilişkiye konulursa, Ep t geçmiş dönem fiyat artışlarının ağırlıklı bir ortalaması olacaktır;

00 EP t = (1—a) S a i _ 1 p t - ı

1 = l

Friedman'ın belirlediği para istem işlevi herhangi bir makro modele konulduğunda modelin içsel değişkenleri için, örneğin gelir ve fiyat dü-zeyi gibi, çözümlemeler yapılamaz; para sunum miktarının da belirlen-mesi gerekir. Bu konuda Friedman'ın varsayımı para sunumunun dışsal olarak belirlendiği, daha doğrusu herhangi bir makro modelin sınırları dışında belirlendiği, yolundadır. Friedman'ın bu varsayımı para sunumu-nun dışsallığı hakkında tartışmalara neden olurken, fiyat bekleyişlerince açıklanan para istem işlevlerinin tahmini ve bunların kararlılığı inceleme konusu olmaya devam etmektedir. Ancak 1970'lerin başına kadar hemen tüm çalışmalarda fiyat bekleyişlerinin "intibakçı bekleyişler" varsayımına göre oluşturulduğu kabul edilmektedir.

9

1950'lerin sonlarından itibaren Friedman'm önderlik ettiği parasalcı (monetarist) iktisatçıların, bir yandan Miktar Teorisi'ne formel bir çer-çeve kazandırmaya çalışırken, bir yandan da aynı teoriye dayanarak enf-lasyon olgusunun parasal bir olgu olduğu ve para miktarındaki değişme-lerle fiyat değişmeleri arasında çok yakın bir ilişki olduğu tezini ileri sür-dükleri gözlenmektedir. (Örneğin, Friedman, 1959; Friedman ve Schwartz, 1963; Friedman ve Mieselman, 1963). Aynı dönemlerde Keynes'e atfedi-len IS-LM modeline de enflasyon olgusunu dinamik bir şekilde açıklaya-bilecek bir araç kazandırılmaktadır: Phillips Eğrisi. Phillips (1958) tara-fından İngiltere ekonomisine ilişkin verilere dayanılarak ortaya atılan bu eğriye göre, işsizlik oranı ile parasal ücret artış oranı arasında doğrusal olmayan kararlı bir ilişki vardır. Bu ilişkinin mikro temellere dayanan formelleştirilmesini Lipsey (1960) yapmış ve işsizlik oranındaki değişme-lerin işgücü piyasasında fazla istemi bunun da mallar piyasasındaki faz-la istemi yansıttığı sonucuna ulaşmıştır. Bu sonuçtan hareketle ve eğer firmaların maliyet (mark-up) fiyatlaması yaptıkları düşünülürse, ücret artışları fiyat artışlarına otomatik olarak yansıyacak ve böylece fazla is-tem veya onun beleirlediği işsizlik oranı ile fiyat artışları arasındaki iliş-ki ortaya çıkacaktır.2 Bu ilişki IS-LM modeline dahil edildiğinde bu mo-del fiyat artışları için de dinamik bir çözümleme getirebilecektir. Philips eğrisi ilkin Samuelson ve Solow (1960), sonra da Lipsey (1965) tarafından işsizlik oranı ile enflasyon oranı arasında bir değiş-tokuş (trade-off) ol-duğu şeklinde yorumlanmıştır. Şöyleki, iktisat politikası uygulayıcıları Philips eğrisi üzerinde bir nokta seçmek durumundadırlar: Seçilen nokta eğrisinin sol üst tarafından ise, yüksek enflasyon oranı ama düşük işsiz-lik oranı tercihi yapılmış demektir. Eğrinin aşağı kesimlerine inildiğinde daha düşük enflasyon fakat daha yüksek işsizlik oranı tercihi yapılmakta-dır. Philips eğrisi için, ortaya çıktığından itibaren, çok sayıda ekonomet-rik tahmin yapılmıştır. Ancak 1960'ların sonuna doğru bu tahminler ile eğrinin kararlı bir ilişkiyi yansıttığı varsayımı çeelişmeye başlamıştır. Diğer bir deyişle tahmin edilen katsayıların değerlerinin ülkeler ve dö-nemler itibariyle büyük farklılıklar gösterdiği ve hatta bazen anlamlı ol-madıkları gözlenmiştir. Bu olguya Phelps (1967) ve Friedman (1968) bir-birlerinden bağımsız, ancak benzer bir açıklama getirmişlerdir ve bu açık-lamada fiyat artış oranı bekleyişlerinin önemli bir yeri vardır. Aşağıda açıklanacağı üzere, Friedman ve Phelps'in bekleyişleri içeren Phillips eğ-risi yorumlaması, Muth (1961) in bekleyişler konusundaki yaklaşımı ile birleştirilince, yeni makro-iktisatın temel öğeleri ortaya çıkmış olacaktır.

2 Aynı ilişki ücret ve fiyat artışlarının birbirlerini karşılıklı etkiledikleri iki denk-lemin çözümü olarak da ortaya çıkmaktadır.

10

II.2 "DOĞAL ORAN HİPOTEZİ" VE BEKLEYİŞLERİN RASYONELLİĞİ

Phelps ve Friedman'ın bekleyişleri içeren yeni Phillips eğrisi önerisi ve ulaşılan sonuçlar şöyle özetlenebilir.3 w parasal ücretlerde artış oranı, f (u) işsizlik oranı u'yu içeren bir işlev, Ep beklenen fiyat artış oranı, z işgücü üretkenliği artış oranı olsunlar ve w her dönemde şu ilişki ile be-lirlensin;

Burada: i) işsizlik oranı ile w arasında ters bir ilişki olduğundan, Phillips eğrisine temel oluşturan ilişkide olduğu gibi, f ' (u)<0 geçerlidir; f' (u) w'nun u'ya göre kısmi türevidir, ii) Beklenen fiyat artışları ücret ar-tışlarına tümüyle yansıtılabiliyorsa, a katsayısı için a = 1 ama genelde 0 < a < 1 geçerlidir, iii) Aynı şekilde b katsayısı için 0 < b < 1 geçerlidir. (II.2.1.) ilişkisi için şu noktanın vurgulanması gerekir. Başlangıçtaki Phillips eğrisinde parasal ücret artış oranı ile işsizlik oranı arasında bir ilişki sözkonusudur. Halbuki (II.2.1.) ilişkisi, beklenen fiyat artış oranını da içerdiğinden, enflasyon oranına duyarlıdır, yani reel ücret artış oram ile işsizlik oranı arasındaki bir ilişki gibi algılanmalıdır.

Şimdi, maliyet fiyatlaması yapıldığı varsayımıyla, fiyat artışları ile ücret artışları arasında şu eşitlik geçerli olacaktır; p=w—z. Böylece Phillips eğrisi p cinsinden ifade edilebilecektir;

Bu ilişkide Ep ve z'nin veri olarak alındığını, sabit olduklarını düşünelim. Bu durumda, p ile u arasında, başlangıçtaki Phillips eğrisinde olduğu gi-bi, ters bir ilişki vardır. Dolayısıyla kısa dönemde p ve u arasında bir de-ğiş-tokuş vardır. Uzun dönemde ise, Ep ve z'de değişmeler sözkonusudur. Ep arttıkça kısa dönem Phillips eğrisi yukarı doğru kayacak, diğer yan-dan b bir'den küçük ise z arttıkça eğri aşağı doğru kayacaktır. Kısa dö-nem Phillips eğrisindeki kaymaların izlendiği çizgi uzun dönem Phillips eğrisini verecektir. Phelps ve Friedman uzun dönem için şu önemli var-sayımları yapmaktadırlar. Birincisi, fiyat artışları uzun dönemde doğru

s Bu özet için Phelps (1967) , (1972) ve Friedman (1968) yanında Turnovsky (1977: Bölüm 5) ve Frisch (1977) den de yararlanılmıştır.

w = f (u) + aEp + bz (II.2.1.)

p = f (u) + aEp - (1—b) z (II.2.2.)

11

olarak öngörüleceklerdir, ki bu p = E p demektir. Dolayısıyla uzun dönem Phillips eğrisi,

p = [ f ( u ) - (1—b)z]/ l—a (II.2.3.)

olarak ifade edilebilir. İkincisi, belki de daha önemlisi, uzun dönemde beklenen fiyat artışları bütünüyle ücret artışlarına yansıtılır, yani a = l olur, çünkü işçiler sürekli para aldanması (money illusion) içinde olamaz-lar. (II.2.3)'ten de görülebileceği gibi, a—1 iken uzun dönem Phillips eğ-risinin eğimi sonsuzdur, yani bu eğri dik bir çizgidir. Bu dik çizginin ya-tay ekseni kestiği nokta ise ekonominin "doğal işsizlik oranını" (natural rate of unemployment) verir.4 Dolayısıyla uzun dönemde p ve u arasında bir değiş-tokuş yoktur ve ekonomi doğal işsizlik oranı noktasında olacak-tır.

ı Doğal oran hipotezi kısaca şu sonuçları getirmektedir: Kısa dönem-

de işsizlik oranı ve enflasyon oranı arasında bir değiş-tokuş olabilir; bu ancak enflasyon oranının bütünüyle öngörülemediği ve dolayısıyla ücret artışlarına yansıtılamadığı durumlarda yani a < 1 iken sözkonusudur. Örneğin para miktarındaki bir genişleme ile ekonomideki işsizlik oranın-da bir düşme olabilirse de, bu geçici bir olgudur. Çünkü bir süre sonra bekleyişler gerçekleşen fiyat artışlarını yakalayacak ve ekonomi doğal iş-sizlik oranına dönmekle kalmayıp enflasyon oranı da yükseltilmiş ola-caktır. Özellikle Friedman'a göre bundan çıkacak iktisat politikası öne-risi açıktır: İktisat politikası uygulayıcıları ekonomideki işsizlik oranım bazı zorlamalarla, örneğin parasal genişlemelerle, düşürmeye çalışmama-lıdırlar. Yapılması gereken, ekonomideki parasal değişkenlerin, ekono-minin doğal büyümesine göre ve sabit bir oranda arttırılmasıdır.

Doğal oran hipotezi ve birlikte getirdiği sonuçlara ilk tepkiler a kat-sayısının değeri üzerinde olmuştur. Eğer a < 1 geçerli ise, kısa dönem phillips eğrisi yanında uzun dönem Phillips eğrisi de vardır ve p ile u arasındaki değiş-tokuş uzun dönemde de geçerlidir. Zaten a < 1 eşitsiz-liği para yanılması ile ilgili değil, işçilerin fiyat artış bekleyişlerini para-

* Friedman (1968) e göre doğal işsizlik oranı, mal ve işgücü piyasalarındaki yapı-sal özellikleri, piyasa aksaklıklarını, bilgi edinme maliyetini, istem ve sunum-daki olasal (stochastic) hareketleri dikkate alacak şekilde belirlenmiş Walrascı genel denge denklemlerinden elde edilecek orandır. Phelps (1972)'ye göre bu oran, fiyat artışlarının doğru olarak öngörülebildiği ortamdaki işsizlik oranı-dır. Bu tanımlardaki anlam belirsizlikleri konusunda Tobin (1972)'ye bakılabi-lir.

12

sal ücretlerine bütünüyle yansıtıp yansıtamadıkları ile ilgilidir.5 Doğal oran hipotezine yöneltilen diğer eleştiriler, bu hipoteze temel teşkil eden varsayımlara ilişkindir. Adı geçen hipotezin oluşturulmasında tüm piya-saların her dönemde dengede olduğu ve haliyle de tüm işsizliğin "gönül-lü işsizlik" (voluntary unemployment) olduğu kabul edilmektedir; iş ara-yıp bulamamak ve işten çıkarmalar sözkonusu değildir. Bu hipotezde ay-rıca, işsizlik oranındaki dalgalanmaların ancak ve ancak fiyat artışlarına ilişkin öngörülerin, bilgi eksikliği nedeniyle, doğru yapılamamasından kay-naklandığı varsayılmaktadır. Belirtilen varsayımlar doğal oran hipotezine dayanan yeni makro iktisat yazınında da yer almaktadır ve bu konuya da-ha geniş olarak dönülecektir.

Yayınlandığı zaman fazla dikkati çekmeyen ancak 1970'lerin başın-dan itibaren doğal oran hipotezi ile uygunluğu da saptanıp hemen hemen tüm neoklasik formel modellerde kendini gösteren bir makaleden söz aç-mak zamanıdır: Muth (1961). Bu makaleden önce herhangi bir değişkene ilişkin bekleyişlerin, o değişkenin geçmiş değerleri ile belirlendiği varsa-yımı şu veya bu şekilde yapılmaktadır. Muth bu varsayıma şöyle karşı çıkmaktadır: İktisatta dinamik modelleri tamamlamak için değişik (ama aynı sonuca götüren) bekleyiş formülleri kullanılagelmiştir. Fakat varsa-yımların ekonomik işleyiş ile ilgili olduğunu gösteren fazla kanıt yoktur. (Muth, 1961: 315). Muth'a göre bekleyişler ekonomik işleyişe ilişkin bilgi-lere dayalı öngörüler olduğu için, bunların iktisat kuramındaki ilgili eko-nomik modellerden elde edilen öngörülerle aynı olması gerekir. Bu ne-denle ekonomik birimlerce oluşturulan bekleyişlerin rasyonel olduğunu söylemek yanlış değildir. Bekleyişlerin rasyonelliğini savunmak için ise şunu öne sürmektedir: Eğer iktisat kuramına dayanan öngörüler firma-ların bekleyişlerinden daha doğru olsaydı, iktisatçılar elde ettikleri öngö-rüleri satarak büyük kârlar sağlayabilirlerdi (Muth, 1961: 318). Burada tabii iktisat kuramının öngörü yapmakta yeterli olup olmadığı sorgulan-mamaktadır. Firmalar kadar iktisat kuramına dayalı modellerin de ön-görüler konusunda yanılması, Harrod (1972) nin deyimiyle, iktisat kura-mının ekonominin gelecekteki koşullarını anlamakta yetersiz kalması so-nucu olabilir.

Muth rasyonel bekleyişler önerisini formel olarak geliştirirken, eko-nomik birimlerin sübjektif bekleyişleri ile iktisat kuramından kaynakla-nan denklemlerden elde edilen objektif beklenen değerlerin aynı olaca-ğı varsayımını yapmaktadır. Ayrıca, sözkonusu denklemlerin doğrusal ve dolayısıyla bunlardan elde edilen beklenen değerlerin de doğrusal ön-

5 Tobiıı (1972). Doğal oran hipotezinin eleştirileri için örneğin Gordon (1976)'ya bakılabilir.

13

görücüler (predictors) olduğunu varsaymaktadır. Yapılan formelleştirme-yi açıklamak için iki denklemden oluşan şu basit model kullanılabilir;

Q t = — aP t + bX t + u n : İstem Denklemi

Q t = cEP t + kY t + u 2 t : Sunum Denklemi

Burada Q miktar; P gerçekleşen fiyat düzeyi; EP t beklenen fiyat düzeyi; X ve Y dışsal (önceden belirlenmiş) değişkenler; Uı ve u2 beklenen de-ğerleri sıfır varyansları sabit ve içsel bağıntı (autocörrelation) içermeyen rassal (random) değişkenler; a, b, c ve k katsayılardır. Bu iki denklemin beklenen değerleri alınırsa;

EQ t = E ( - a P t + bX t + u l t ) = - a E P t + bX t

/

EQ t = E (cEP t + kY t + u2 t) = cEP t + kY t

elde edilir. Bunlar EQ t ve EP t için çözülebilir. EP t için elde edilen çözüm;

EP t — (bX t — k Y t ) / ( a + c )

olacaktır. Görüldüğü gibi EP t nin elde edilişinde, modeldeki tüm dışsal değişkenler kullanılmıştır. Çünkü EP t beklenen değerleri alınmış modelin indirgenmiş halidir. Muth'a göre ekonomik birimler de bekleyişlerini aynı şekilde oluşturmaktadırlar. Böylece şu genelleme yapılabilir. P gibi bir değişkenin rasyonel bekleyişleri oluşturulurken, ekonomik birimler o de-ğişkeni etkileyebilecek ve elde edebildikleri tüm bilgilerden yararlanırlar. Eğer I t t zamanında bekleyişleri oluşturmak için kullanılan tüm bilgileri içeren bir küme olarak alınırsa, örneğin P'ye ilişkin rasyonel bekleyişi şu koşullu beklenen değer ile ifade etmek olasıdır:

EP t = E (P t | I t)

Bekleyişlerin rasyonel olması, beklenen değer ile gerçekleşen değer arasındaki farkın, beklenen değeri sıfır olan rassal bir değişken olması de-

14

mektir. Bunu göstermek için yukarıda yazılan basit modelden yararlanı-labilir. Değinilen modelde EP t sadece sunum denkleminde olduğuna gö-re, bu denkleme EP t için bulunan çözüm konulursa ve model Jrt için çö-zülürse;

P t = (bX t - kY t) / (a + c) +• (u l t - u2 t) / a

elde edilecektir. Şimdi P t ile EP t nin farkı alınırsa,

P t - EP t = (u l t - u2 t) / a

bulunacaktır ki, (uı t—u2 t) /a beklenen değeri sıfır olan rassal bir değişken-dir. Bu rassal değişken, yapılan varsayımlar gereği, içsel bağıntı içerme-mektedir.

Doğal oran hipotezindeki bekleyişlere ilişkin varsayımı ile Muth'un rasyonel bekleyişler tanımlaması arasındaki yakın benzerlik bu gösterim ile açıkça ortaya çıkmaktadır. Her iki yaklaşımda da bekleyişler gerçek-leşen değerlerden sapabilirler ancak sapmalar rassal bir şekilde dağılmış-lardır.

Muth'un bekleyişler konusuna getirdiği yorum neoklasik iktisatçılar tarafından yoğun şekilde kullanılmakta ise de, tarafsız iktisatçılar tara-fından gerçekçi bulunmamaktadır. Örneğin Arrow'a göre rasyonel bek-leyişler hipotezi gelecekteki piyasaların sonuçlarının çok iyi öngörülebil-diği anlamına gelmektedir, fakat bunun doğru olmasını gerektiren nedeni anlamak güçtür. Piyasa kavramının kendisi ve piyasa sistemini savunan görüşlerin çoğunluğu, piyasanın, ekonomik birimlerin bilgi edinme konu-sundaki sorunlarını kolaylaştırdığı, birçok ekonomik değişmenin özetini verdiği fikrine dayanmaktadır. Rasyonel bekleyişler hipotezinde ise eko-nomik birimler, piyasanın yapamadığını yapacak yani ekonominin gele-cekteki dengelerini hesaplayabilecek, üstün yenekli istatistikçiler olarak görülmektedirler. (Arrow, 1978: 160). Rasyonel bekleyişler konusunu ge-niş şekilde tarayan Shiller (1978)'e göre rasyonel bekleyişler varsayımı ekonomik birimlerin çok iyi ekonometri bilmelerini gerektirmektedir. Ay-nı yazara göre çok iyi ekonometri bilgisi de yetmez; ekonometrik model-lerin gerektirdiği tüm verilerin de sağlanmış olması zorunluluğu vardır. "(Rasyonel bekleyişler) yazınına göre, işsiz kişiler bugünün fiyatlarını (veya para miktarını) öngörebilmek için yayınlanan tüm verileri en iyi (optimum) şekilde dikkate almak durumundadırlar. Barro (1977) için bu

15

veriler, para sunumundaki gecikmeli değişmeyi, federal bütçeyi, gecik-meli işsizlik oranını içermektedir. Sargent (1976) için bu veriler, para su-numunu, bütçe fazlasını, GSMH deflatörünü, saat ücreti indeksini, nomi-nal ve reel hükümet harcamalarını içermektedir. Bu yazarlar, işsiz kalmış işçilerin gerçekten bu verileri bildiklerine veya bu verilerden en iyi şekil-de yararlanabilecek profesyonel öngörüler yaptıklarına ciddi olarak inan-makta mıdırlar?". (Shiller, 1978: 36). Benzer görüşlere Simon (1979) da tarafsız kabul edilmese de (Keynesci olarak bilinen) Tobin (1980) de de rastlanmaktadır. Büyük ölçüde Friedman ve Phelps'in doğal oran hipo-tezine ve Muth'un rasyonel bekleyişler hipotezine dayanan yeni neokla-sik makro-iktisatın temel yazılarına, formelleştirmelerine ve sonuçlarına şimdi bakılabilir.

II.3. LUCAS VE BARRO MODELLERİ VE UZANTILARI

A. LUCAS SUNUM DENKLEMİ VE BAZI ÖNERMELER

Lucas'ın (1972a) ve (1973) çalışmaları yeni neoklasik makroiktisatın temel yazıları olarak bilinmektedir. Ekonomik birimlerin bekleyişlerini rasyonel olarak oluşturdukları ve fayda eniyileştirmesi (optimization) amacıyla davranışlarda bulundukları varsayılan Lucas (1972a) da, kısa dönem Phillips eğrisine benzer bir ilişki türetilmektedir. Bu yazının genel çerçevesi şöyledir: Ekonomideki birimler iki nesilden oluşmaktadır; bun-lardan genç nesil hem üretim hem tüketim yapmaktadır, yaşlı nesil ise sadece tüketmektedir. Ekonomide tek türden bir mal (veya bunun ge-tirdiği hizmet) üretilmektedir. Her dönemin başında, yaşlı neslin elinde genç iken tasarruf edilen kadar ama gene de rassal olarak değişebilen para miktarı vardır. Yaşlı nesil bu parayı genç neslin ürettiği mal için harcamakta ve miras bırakmamaktadır. Yaşlı neslin toplam nüfus için-deki oranı da rassal olarak değişmektedir.

Bu koşullarda genç nesil, ne kadar üretim yapacağı konusunda bir karar vermek durumundadır. Daha çok üretim ile bu nesil yaşlılık döne-mine daha fazla para aktarabilecektir. Üretim kararı için zamanlararası (intertemporal) eniyileştirme yapılmalıdır. Bunun için ise genç neslin ge-lecek dönemdeki, yaşlılık dönemindeki, fiyat düzeyini bilmesi gerekir. Ge-lecek döneme aktarılacak para miktarının ne kadar tüketim maddesi sa-tın alabileceği ancak bu durumda bilinebilir. Dolayısıyla genç neslin, ge-lecek dönem fiyat düzeyi için, bir bekleyiş oluşturması kaçınılmazdır. Lucas bekleyişlerin rasyonel bekleyişler hipotezine göre oluşturulduğu varsayımını yapmaktadır. Şimdi, gelecek dönem için oluşturulan genel

16

fiyat düzeyi bekleyişi EP t + 1 , gerçekleşen genel fiyat düzeyi P t , gerçekle-şen üretim miktarı Y t, nüfus artışı ve teknolojik gelişme gibi öğelerden etkilenen doğal üretim (natural output) miktarı Y ^ t ile simgelenirse, za-manlararası eniyileştirme sonunda verilen karar gereği, ekonomi için t döneminde şu sunum işlevi elde edilmektedir;

İn (Yt/Y* t) = a (lnP t - E l n P t + 1 )

(H.3.1.)

veya lnY t = lnY* t + a (lnP t - E l n P t + 1 )

Burada a > 0 eşitsizliği geçerlidir ve açıkça görülmektedir ki, gerçekleşen üretim doğal üretimden, ancak gerçekleşen fiyat beklenen fiyata eşit de-ğilse, farklı olacaktır. Rasyonel bekleyişler hipotezine göre gerçekleşen fiyatlar uzun dönemde beklenen fiyatlara eşittir, veya ikisi arasındaki farkın beklenen değeri sıfıra eşittir. Dolayısıyla (II.3.1.) işlevinde gerçek-leşen üretim uzun dönemde doğal üretime eşittir. Doğal oran hipotezinin de sonucu istihdam açısından aynı olduğuna göre, Lucas bu yazısıyla do-ğal oran hipotezine kuramsal bir temel kazandırmış olmaktadır.

Lucas'ın (1973) çalışması, (1972a) yazısının bir uzantısı niteliğinde-dir, ancak doğal oran hipotezi için sınanabilecek kayıtlar veya koşullar elde etmeyi ve bu koşulları uluslararası verilerle sınamayı da amaçlamak-tadır. Belki bu nedenden dolayı Lucas (1973) daha çok bilinip başvurulan bir kaynaktır. Bu çalışmada makro düzeydeki miktar ve fiyat gözlemle-rinin, makro istem ve makro sunum eğrilerinin kesişme noktalarına kar-şılık gelen değerler olduğu genel varsayımı yapılmaktadır. Makro istem eğrisi, dengede olduğu varsayılan para piyasasmca belirlenmektedir. Mak-ro sunum eğrisi ise, dengede olduğu varsayılan işgücü piyasasınca belir-lenmektedir. Diğer bir anlamda, yapılan genel varsayım ekonominin IS-LM eğrilerini nkesişmesinden elde edilebilecek bir miktar-fiyat dengesin-de olduğunu belirtmektedir. Ayrıca, makro istem eğrisinin esnekliğinin, kolaylaştırıcı olduğu için, bir'e eşit olduğu varsayılmaktadır.

Makro düzeyden piyasalar düzeyine inildiğinde şu varsayımlar geçer-lidir: i) Üreticiler birbirlerinden kopuk, çok sayıda, tam rekabetçi ve ay-nı malın üretildiği piyasalarda yer almaktadırlar, ii) Piyasalardaki üreti-ciler üretim ayarlamalarını göreli fiyatlardaki değişmelere göre yapar-lar. iii) Üreticiler rasyonel bekleyişler oluştururlar. Bu varsayımlardan sonra şu formelleştirme geliştirilmektedir. Her piyasada üretilen miktar

17

normal üretim ve devresel üretim olarak ikiye ayrılabilir, i piyasasındaki normal üretim Y ^ ile, devresel üretim Y+i ile simgelenirse, t döneminde gerçekleşen üretim:

>

lnYtt = lnY*,t + lnY+ i t (11.3,2.)

şeklinde ifade edilebilir. Nüfus artışı ve sermaye birikiminden etkilenen normal üretimin aldığı değerler, bir trend eğrisi üzerindeki değerler ola-rak düşünülebilir. Piyasalar birbirlerinden kopuk olduklarından ve mak-ro düzeydeki bilgiler bir dönem gecikme ile yayınlanabildiğinden, i piya-sasındaki üreticiler t döneminde bu piyasadaki fiyat düzeyi P t t 'y i bilmek-le beraber, genel fiyat düzeyi P t 'y i bilemezler. Dolayısıyla P t için bir bek-leyiş oluşturmak durumundadırlar. Böylece, Lucas (1972) de olduğu gibi, devresel üretim,

İn (Yjt/Y^it) =r lnY+a = a (lnP i t - ElnP,) + klnY+ (11.3,3.)

olarak belirlenmektedir. Burada a > 0 ve |k| < 1 sınırlamaları geçerlidir ve üreticilerin devresel üretim davranışı, bekleyişlerine göre algıladıkla-rı göreli fiyatlar ile, yani P l t 'n in EP t 'ye oranı ile, saptanmaktadır. Bekle-yişler rasyonel olduğundan ve üreticilerin bekleyişlerini oluştururken kul-landıkları tüm bilgiler I l t kümesi ile simgelenirse, (II.3.3.) denklemi,

lnY+it = a [ lnP i t - E (lnP t | I l t ) ] + klnY+ t t_ı (II.3.4.)

şeklinde ifade edilir.

Bu aşamada iki noktanın açıklanması yerinde olacaktır. Birincisi, eğer (II.3.3.) denklemi Lucas (1972a)'dan kaynaklanan (II.3.1.) denklemine da-yanıyor ise, bu denklemdeki EP t teriminin E P t + 1 olması gerekir. (Gor-don, 1981: 510). İkincisi ve daha önemlisi, aynı nedenle, Y + i t l değişkeni-nin (II.3.3.) ve (II.3.4) denklemlerinde yer almaması gerekir. Tobin (1980: 791)'in belirttiği gibi, Y+ l t l 'in varlığı üretici davranışlarına dayanma-dığı gibi, rasyonel bekleyişler varsayımı ile de uyum içinde değildir. Eğer Y+u değişkeni için içsel bağıntı söz konusu ise, ki (II.3.3.) ve (II.3.4) denk-lemlerinde içsel bağıntının olduğu sergilenmektedir, üreticilerin bu du-rumu bilmesi bekleyişlerin daha doğru olmasını sağlayacaktır. Eğer üre-

18

ticiler durumun farkında iseler, gerçekleşen üretimin denge üretimden sapmasını açıklamak zor olacaktır. Lucas (1973: 327)'ye göre, Y + l t _ j ' i n varlığı gerçek ekonomide üretimdeki (ve istihdamdaki) devresel hareket gözlemlerine dayanmaktadır. Gerçek ekonomide gözlenen durum böyle olabilir ama kuramsal açıdan da bir çıkmaz vardır; ya rasyonel bekleyiş-ler tanımından vazgeçilmelidir veya devresel üretimin içsel bağıntılı ol-mayıp rassal olarak değiştiği varsayılmalıdır. Lucas bu çıkmazdan (1975) yazısında üretim kararları yanında yatırım kararlarını da devreye soka-rak kurtulmaya çalışmışsa da, Gordon (1981: 510)'a göre gene bekleyişler-de sürekli yanlış yapıldığını kabullenme durumuna düşmektedir.6

Lucas (1973)'e devam edilirse, I l t kümesinde iki tür bilgi vardır. Bi-rincisi, i piyasasındaki fiyat düzeyi P i t bilinmektedir. İkincisi, P t ' n in geç-miş dönemlerdeki değerleri bilinmektedir ki, bundan bir ortalama, P t de-nilsin, elde edilebilir. Lucas bu aşamada şu iki varsayımı eklemektedir: i) lnP t değişkeni, ortalaması P t ve varyansı b 5 gibi bir sabit olan normal dağılımlı bir değişkendir, ii) P l t ile P t arasında şu ilişki vardır;

lnP l t = lnP t + (II.3.5.)

Burada u t beklenen değeri sıfır, varyansı d 2 gibi bir sabit ve içsel bağıntı içermeyen normal dağılımlı bir değişkendir. Bu değişken ayrıca lnP t 'den bağımsızdır. Dolayısıyla P t ile P i t birbirlerinden .farklı olabilmekle birlik-te, bu farklılık sürekli olmayıp rassaldır. Bu varsayımlar altında;

E (lnP t | I i t) = E (lnPt | l nP i t , P t)

= (1—q) lnP« + qP t (II.3.6.)

q = d 2 / ( b 2 + d2)

elde edilecektir. Hernekadar Lucas (1973)'te belirtilmiyorsa da, üreticiler burada ortalama hata kareleri (mean square error) en küçük yapacak biı öngörüde bulunmaktadırlar. Şöyleki, E (lnP t | lnP t t , P t ) , lnP t 'nin lnP i t ve P t

ile açıklandığı bir regresyon denklemi olarak tanımlanabilir. Ancak P t , t

6 Bu konudaki başka girişimler için Gordon (1981: 510-511)'e bakılabilir.

19

döneminde bir sabit olduğundan, regrasyon denklemindeki bir sabit terim gibi düşünülebilir. Böyle bir regresyon denklemi için;

E (lnP t J l n P l t , P t) = ElnP t + r (lnP„ - ElnP l t) S JS t

eşitliği geçerlidir. (Wilks, 1964: 83-88). Burada r,lnP t ve lnP l t arasındaki korrelasyon katsayısı, Sı ve S 2 sırasıyla lnP t ve lnP i t 'nin standart sapmala-rıdır. r katsayısı kovaryans ve standart sapmalar cinsinden yazılıp gerekli düzenlemeler yapılırsa;

E (lnP t | lnPjt, P t) = ElnP t + Cov ( lnP t , lnP i t) X

( lnPw — ElnP t t) / S 22

Burada, Cov ( lnP t , lnP i t) = E (lnP i t — ElnP i t) ( lnP t — ElnP t)

= E (lnP t - P t + u) (lnP t - P t)

== b12, zira lnP t ve u t birbirlerinden

bağımsızdırlar.

S 22 = E (lnP t + u t - P t) (lnP t + Ut - P t)

=' b2 + d 2

Böylece, E (lnP, | l n P i t , P t) = P t + b 2 ( lnP l t - P t ) / (b2 + d2 ) .

Bu son ifade ile (II.3.6) ifadesi birbirlerinin aynıdırlar.

Yukarıdaki (II.3.2), (II.3.4) ve (II.3.6) denklemlerinden, i piyasası için şu sunum denklemi elde edilecektir;

lnYıt = l n Y ^ t + qa (lnP l t - P t) + klnY+

20

(II.3.7)

Bu denklem piyasaların tümü için toplulaştırılırsa, ekonomi için geçerli sunum denklemi bulunmuş olacaktır:

lnYt = lnY&t + qa (lnP t - P t) + k lnY* t i (II.3.8)

Bu denklemden de görüldüğü gibi, ekonomideki üretim miktarı göreli fi-yatlardaki değişmelerden kaynaklanan piyasa fiyatları P /n in varyansı b2 + d2 'den etkilenmektedir. Genel fiyatlarda değişmeler olurken, göreli fiyatlarda fazla değişme olmadığı zaman, d 2 küçük olacak ve q da küçük bir değer alacaktır. Bu durumda makro üretim, fiyat hareketlerinden faz-la etkilenmeyecektir ve makro-sunum eğrisi dik bir çizgiye benzeyecektir. Diğer yandan genel fiyatlar düzeyinde fazla bir değişme olmuyor ise, q 'nun değeri bir'e yaklaşacak ve sunum eğrisinin eğimi a'nın aldığı değere ya-kın olacaktır.

Makro dengedeki miktar ve fiyat değerlerinin bulunabilmesi için, makro istem denkleminin de belirlenmesi gerekmektedir. Daha önce es-nekliğinin bir olduğu varsayılan istem denklemi şudur:

lnXt = lnP t + lnYt .. (II.3.9.)

Burada X t dışsal olarak belirlendiği ve GSMH ile ölçülebildiği kabul edi-len nominal bir değerdir. Ayrıca, X t 'deki değişme oranı d l n X t / d t = x t ortala-ması x ve varyansı s2 olan normal dağılımlı bir değişkendir. Lucas (II.3.8.) ve (II.3.9) denklemlerini P t ve Y t 'nin denge değerleri için çözdükten son-ra, asıl ilgi duyulan değişkenler; devresel üretim Y+ t ve fiyat değişme oram d lnP t / d t=p t ' y e yönelmektedir. Bu değişkenler için elde edilen işlev-ler şöyledir;

Y+t = - hx + hx t + kY+ (IL3.10)

Pt = - g + ( 1 - h ) x t + hx t _ , - ky+ t _ , (II.3.11)

Burada; h = q a / ( l + q a )

y+t = dlnY+ t /dt

g = Doğal üretimin büyüme hızıdır.

Yukarıdaki çözümlemeler ile bekleyiş verileri kullanılmaktan kaçınıl-mış ve doğal oran hipotezinin sınanabileceği denge işlevleri elde edilmiş-

21

tir. Lucas bu çözümlemelerden şu sonuçları çıkarmaktadır: i) (II.3.10) denkleminin ifade ettiği gibi devresel üretim sadece beklenmeyen (unan-ticipated) nominal istem değişmelerinden etkilenmektedir, ii) Denklem (II.3.11)'den görülebileceği gibi; nominal istemdeki (veya nominal üre-timdeki) değişmeler fiyatları hem aynı dönemde hem gecikmeli olarak etkilemektedir. Bu nedenden dolayı bir ekonomide üretim düşüşüyle bir-likte enflasyon olgusu da gerçekleşebilir. Üretimdeki düşme, sunum eğ-risindeki kaymalardan doğmaktadır, ancak bu kaymaların nedeni mali-yetlerdeki değişme değil, istemdeki değişmelerin gecikmeli olarak algı-lanmasıdır. iii) (II.3.10) ve (II.3.11) denklemleri herhangi bir ülke veya ülkeler için tahmin edildiğinde tahmin sonuçlarının iyi olması beklenme-li ve h ve k katsayılarının değerleri sıfır ile bir arasında olmalıdır, iv) d 2

ve a'nın fazla değişmediği durumlarda tahmin edilen h değerleri ile göz-lenen s 2 değerleri arasında ters bir ilişki olmalıdır. Bunun anlamı şudur; nominal istemdeki değişmeler, küçük kaldığı oranda, üretim miktarına aynı yönde bir etki yapacaktır. Ancak nominal istemdeki değişmelerin büyüklüğü arttıkça bu etki azalacaktır.

Lucas (II.3.10) ve (II.3.11) denklemlerini 18 ülke için tahmin etmiş ve katsayı sınırlamalarının genellikle geçerli olduğunu, ancak modellerin açıklama gücü açısından yetersiz kaldıklarını saptamıştır. Bununla birlik-te, bulguların doğal oran hipotezini doğrular yönde olduğu, özellikle enf-lasyon oranı ile üretim artış oranı arasında bir ilişki, bir değiş-tokuş, ol-madığı sonucuna varmıştır.

Lucas'ın bekleyişleri içeren üretim (veya sunum) denklemi daha son-raki makro model çalışmalarında yer almaya başlamış ve giderek neokla-sik makro-iktisatm temel denklemi olmuştur. Bu denklem kullanımıyla bazı önermeler de geliştirilmiştir. Bunlardan en çarpıcı ve tartışılır ola-nı özelelikle Sargent (1973), (1976) ve Sargent ve Wallace (1975), (1976) tarafından geliştirilen "politika etkisizliği" (policy ineffectiveness) öner-mesidir. Lucas-Sargent (veya Lucas-Sargent-Wallace) önermesi olarak bi-linen bu önermeye göre, ekonomik birimler bekleyişlerini rasyonel olarak oluşturduklarında, iktisat politikalarının üretimi artt ırmaya veya işsizli-ği azaltmaya bir katkısı olmayacaktır. Dolayısıyla Friedman ve Phelps ta-rafından oluşturulan doğal oran hipotezinin politika uygulamasına yöne-lik sonucu Sargent ve Wallace tarafından pekiştirilmiş olmaktadır. Bu önerme şöyle formelleştirilebilir.

Bir ekonominin, Lucas sunum denklemi, IS denklemi ve LM denkle-mi ile temsil edildiği varsayılsın.7 Tüm değişkenlerin doğal logaritmalar (İn) cinsinden ifade edildiği durumda; 7 Buradaki anlatımda Sargent ve Wallace yazıları yanında Shiller (1978) ve

McCallum (1978a)'dan da yararlanılmıştır.

22

Y t = Y ^ t + a (P t— EP t) : Lucas Denklemi

Y t = bj + b2R t + b 3 G t + b4Z t + u l t : IS Denklemi

M t = P t + kiY t + k2R t + u 2 t : LM Denklemi

dizgesi Y t, P t ve R t için çözülebilecek bir model oluşturmaktadır. Burada Y t, Y^ t , Pt ve EP t daha önceki gibi sırasıyla üretim, doğal üretim, fiyat düzeyi ve beklenen fiyat düzeyini simgelemektedirler. R t nominal faiz oranı, G t kamu (hükümet) harcamaları, M t para miktarı, Z t herhangi bir dışsal değişken (veya dışsal değişkenler vektörü), u i t ve u^ içsel bağıntı içermeyen rassal değişkenler, a, b1 ; b2, b3, b+, k, ve k2 de katsayılardır. Lu-cas sunum denklemine ilişkin üç noktayı belirtmek yerinde olacaktır. Bi-rincisi, buradaki denklem (II.3.3) denklemindeki Y + 1 _ 1 terimini içerme-mektedir, ancak bu terimin dışlanması, kendisi dışsal bir değişken oldu-ğundan, sonuçlairı etkilemez. İkincisi, Lucas'ın türettiği asıl denklemde EP t yerine E P t + 1 yer almalıdır. Fakat McCallum (1978a)'nm sonuçlarına göre, belli varsayımlar altında Lucas-Sargent önermesi bu değişiklikten etkilenmemektedir. Üçüncüsü, buradaki denkleme bir hata terimi de ek-lenebilir, ama sonuçlar değişmeyecektir.

Yukarıdaki makroekonomik model P t için çözülürse;

P t = Hb, + H ( l + b 2 k , / k 2 ) ( a E P t - Y * t ) + (Öb2 /k2) M t

+ Hb 3G t + H b 4 Z t - H (u l t— b 2 u 2 t /k 2 ) ,

H = 1 / ( a + a b 2 k 1 / k 2 + b2 /k2)

elde edilecektir. Şimdi, Z t ve EP'nin t zamanında bilindikleri ve mo-del açısından dışsal oldukları kabul edilip P t 'n in beklenen değeri alınsın. Böylece EP t bulunduktan sonra P t —EP t farkı alınsın:

Pt—EP t = Hb2k2 ( M t - EM t) + Hb 3 (G t—EG t)

— H (Uıt b 2 U 2 t / k a )

Bu ifadeden izlenebileceği gibi, fiyatlara ilişkin öngörü sapmaları, ik-tisat politikası değişkenlerinin (M t ve G t 'nin) kendilerinden değil, bunla-

23

rın öngörülemeyen kısımlarından kaynaklanmaktadır. Şimdi, örneğin pa-ra miktarını belirleyen politika uygulayıcılarının deterministik, yani her-hangi bir rassal değişme göstermeyen, bir kurala göre davrandıkları var-sayılsın. Bu kural ekonomik birimlerce hemen farkedilecek ve kısa za-manda M t = E M t eşitliği sağlanacaktır. Bu durumda, G t = E G t varsayımı da yapılırsa, P t — E P t = 0 olacağından, Lucas sunum denklemine göre para mik-tarındaki değişmeler üretimi doğal üretim miktarının üzerine çıkarama-yacaktır. Tabii ki aynı durum deterministik bir kurala göre yürütülen kamu harcamaları için de geçerlidir. Eğer iktisat politikası uygulayıcıları deterministik bir kural uygulanmıyorlarsa sonuç nedir? Varsayılsın ki, uygulanan politikada v değişkeni ile ifade edilen rassal sapmalar olmak-tadır ve bu sapmaları ne politika uygulayıcıları ne de ekonomik birim-ler bilebilmektedirler. Bu varsayım ile örneğin para miktarındaki değiş-meler tümüyle öngörülemeyecek ve M t - E M t = v t olacaktır. Tanım gereği v t beklenen değeri sıfır olan rassal bir değişken olduğundan, fiyat bek-leyişlerinde rassal yanılmalar olabilecek fakat bunlar uzun dönemde bir-birlerini götüreceklerdir. Dolayısıyla böyle bir politika uygulamasının da üretimi doğal üretimden saptıracağı söylenemez. Bu tür politika uygu-laması ancak üretimdeki dalgalanmaları, Y t 'nin varyansını arttırır. Kısa-cası, eğer deterministik bir iktisat politikası uygulaması söz konusu ise, bekleyişler rasyonel olduğundan ve Lucas sunum denklemine göre, kısa dönemde bile politika uygulamaları üretimi doğal üretim çizgisinden ayı-ramaz. Politika uygulamaları rassal değişmeler gösteriyor ise bu sonuç sadece uzun dönem için geçerlidir.

Bu tür sonuçların özel varsayımlara dayandığını vurgulamak gere-kir. Ekonomik işleyişe ilişkin varsayımlar bir yana, matematiksel biçim açısından yapılan varsayımlardaki değişiklikler bile sonuçları etkileye-cektir. Aynı şekilde, hükümetin kendi uyguladığı politikalar konusunda, ekonomik birimlere göre, daha fazla bilgi sahibi olması da sonuçlan de-ğiştirebilecektir. (Bu konularda Shiller, 1978'e bakılabilir). Fakat daha da önemli olanı, ekonominin işleyiş biçimine ilişkin ve bir hayli soyut olan varsayımlarda değişiklik yapıldığında, Lucas sunum denklemi ve buna dayanarak oluşturulan önermelerin geçerliliğini yitirmişidir.

Şimdiye kadar değinilen neoklasik makro-iktisat yazınında iki temel varsayım yapılmaktadır. Bunlardan birincisi piyasaların her dönemde te-mizlendiği (cleared) yani dengede olduğudur. Diğeri ise, ki aslında birin-cisi ile ilgilidir, ekonomik birimlerin en iyi'den (optimal'den) her sapma-sının bilgi eksikliği sonucu ortaya çıktığıdır. Lucas ilk varsayım konusun-da şöyle demektedir: "Gözlenen fiyat ve miktarların piyasa dengesi mik-tar ve fiyatlan olup olmadığı gereğinden çok tartışma konusu olmakta-dır. Ben piyasaların dengede olduğunu düşünmeyi, kısmen önde gelen se-

24

çenek görüş mantıksal zorluklar yarattığından,... yeğlerim". (Lucas, 1972b: 51). Piyasaların dengede olması, ilk başta, tüm fiyatların esnek, anında değişebilen, olmasına bağlıdır. Lucas sunum denklemi.". . . çok sınırlayıcı varsayımlar altında türetilmiştir ve bu varsayımlardan özellikle fiyat es-nekliği ve piyasaların temizlenmesi uygun değilse, geçerliliğini kaybe-der". (Gordon, 1981: 512).

Gordon'un bu ifadesini açıklamaya yardımcı olacağı için, fiyat es-nekliğinin makro düzeyde ne anlama geldiğini kısaca göstermek yerinde olacaktır. Makro düzeyde nominal istemin (veya üretimin) GSMH ile be-lirlendiği ve bunun da X t ile simgelendiği varsayılsın. Ayrıca, P t GSMH deflatörü, Y t ekonomideki reel üretim ise, t zamanında;

lnX t — lnP t + lnY t

özdeşliği geçerlidir. Bu özdeşliğin zamana göre türevi alınırsa,

Xt —= pt + y t

olacaktır ki; x t , p t ve y t sırasıyla X t , P t ve Y t 'nin değişme oranlarıdır. Eko-nomide uzun dönem denge üretim miktarı olduğu ve bunun büyüme ora-nının y-^t olduğu kabul edilirse ve bu oran ikinci özdeşliğin her iki tara-fından da çıkartılırsa,

x» — y&t = Pt + y t — y^t

I veya x + t = P t + y +

t

elde edilecektir. Böylece, uzun dönem denge üretim miktarından arındı-rılmış nominal değişmeler x+ t , ya fiyatlar değişme oranı p t 'ye ve/veya üretim miktarının dengeden sapma oranı (devresel üretimin değişme ora-m ) y + t ' ye yansıyacaktır. Uzun dönemde, en azından kuramsal olarak, y+ t—0 olacak ve dolayısıyla nominal (veya parasal) değişmeler tümüyle fiyatlara yansıyacak, x +

t = p t olacaktır. Aslında parasalcı görüşün temel dayanağı da bu olgudur. Fakat kısa dönemde y+ t sıfır değilken, ki bu tüm neoklasik makroiktisatçılar tarafından kabul edilmektedir, denge üretim miktarı üzerindeki parasal değişmeler fiyatlar yanında üretimdeki değiş-

\ 25

meleri de etkileyecektir. Eğer örneğin bu durumda fiyatlar x+ t 'den b ora-nında etkileniyor ise, üretim de (1—b) oranında etkileniyor demektir. Uzun dönemde b = l olmalıdır; kısa dönemde ise b'nin değeri ne kadar sı-fıra yakın ise, fiyatlar da o kadar esneklikten uzak, katı, demektir. Fiyat-lar katı olduğu oranda, parasal değişmelerin üretim değişmeleri üzerinde-ki etkisi fazla olacaktır.

Şimdi şöyle bir durum ortaya çıkmaktadır. Fiyatların kısa dönemde, bir ölçüde de olsa, katı olduğu kabul edilir ise, nominal istemdeki değiş-meler, geçici de olsa, piyasa dengesini bozmakta ve devresel üretim mik-tarında da değişmelere yol açmaktadır. Bu durumda genellikle iki varsa-yım yapılmaktadır: i) Satışlar, istem veya sunumdan hangisi küçükse, o düzeydedir, ii) istem tümüyle karşılanır, ancak aradaki fark mamül mad-de stoklarından tamamlanır. İstem üretimden fazla ise stoklar azalır, ter-si durumda stoklar artar. Daha basit olduğu için bu ikinci varsayım ya-pılsın. Bu durumda stok değişmeleri katı fiyatların sonucu, göstergesidir. Lucas sunum denklemine göre devresel üretim sadece fiyat bekleyişlerin-deki yanılgılardan etkilenir, stok değişmelerinden etkilenmez. Halbuki, kâr ençoklaştırıcı (maxsimizer) firmalar için bir eniyi stok düzeyi sözko-nusudur ve stoklar bu düzeyden farklılık gösterdiği anda üretim bu farkı da giderebilmek için değişecektir. Dolayısıyla Lucas sunum denklemi, fi-yatların bütünüyle esnek olmadığı denge dışı durumlar için geçerli değil-dir. Fiyatların bütünüyle esnek olmadığı ve sonuçta fiyatlar yanında miktarların da, belki de daha fazla oranda, intibak ettiği konusu, iktisat-ta Keynes'den bu yana önemli bir yer tutar. Örneğin Clower (1965) Key-nes'in en belirgin katkısının ve kendinden önceki iktisatçılardan başlıca farkının bu konuda olduğunu vurgular. Lucas sunum denklemi ve ona dayalı Lucas-Sargent önermesine ilk tepkiler de bu açıdandır.

Fischer (1977) toplu sözleşme düzeninin var olduğu yani ücretlerin belli bir dönem değişmediği bir ekonomi için, Lucas-Sargent önermesinin geçerli olamayacağını göstermiştir. Aynı sonuç, firmaların fiyat ayarla-malarını her dönemde beklenen fiyatlara göre yaptıkları durum için de doğrudur ve bu da Phelps ve Taylor (1977) tarafından ortaya konmuştur. Bununla birlikte McCallum (1977) ve (1978b), Lucas sunum denklemi kul-lanımıyla, Lucas-Sargent önermesinin katı fiyat durumunda da geçerli olacağını ileri sürmüşse de, Frydman (1981) bunun doğru olamayacağını kanıtlamaktadır. Frydman bu kanıtlamayı yaparken Lucas sunum denk-lemine, firmalar için katı fiyat durumunda kâr ençoklaştırmasının gerek-tirdiği, stok değişmelerini de eklemektedir. Gene Lucas-Sargent önerme-sinin geçerliliği gösterilmeye çalışılan McCallum (1980: 730-736)'da, Lu-cas sunum denkleminden vazgeçilmekte ve yerine bir fiyat intibak denk-lemi konulmaktadır.

26

Katı fiyat-esnek fiyat konusundaki tartışma Lucas'm düşüncesi gibi sadece mantıksal zorluklardan kurtulmak amacıyla veya sadece soyut dü-zeyde alınmamalıdır. Çünkü McCallum (1980: 738-739)'un aktardığı Tay-lor (1979)'un formel incelemelerine göre, bekleyişlerin rasyonel olduğu varsayıldığında, tüm fiyatların esnek olduğu kabul edilen bir ekonomide enflasyon oranını sıfıra düşürmeye yönelik bir iktisat politikası, üretimi etkilememektedir. Ancak fiyatların belli bir katılık gösterdiği kabul edi-len bir ekonomide, aynı iktisat politikası, üretimde azalmaya yol açmak-tadır.

Şimdi neoklasik makro-iktisat modellerinin ikinci temel varsayımına bakılabilir. Tobin bunun, ilk varsayım dikkate alınırsa, bir zorunluluktan dolayı yapıldığı kanısındadır. Şöyleki, fiyatların tümüyle esnek, bekleyiş-lerin rasyonel ve ekonomik bilgilerin zamanında elde edilebildiği bir eko-nomide devresel hareketlere yer yoktur. Böyle bir ekonomi her zaman uzun dönem dengede olacaktır. Halbuki Lucas sunum denkleminde ve bu-nun temel teşkil ettiği çalışmalarda devresel hareketler açıklanmaya çalı-şılmaktadır. Aradaki çelişkiyi ortadan kaldırmanın bir yolu, ekonomik bi-rimlerin makro düzeydeki bilgileri zamanında alamadıkları varsayımını yapmaktır. (Tobin, 1980: 789-790). Ekonomik birimler bu varsayımla bir-birinden kopuk piyasalarda yer almakta ve kendi piyasalarına ilişkin tüm bilgileri bu piyasalardaki fiyat hareketleri kanalıyla elde edebilirlerken, makro düzeydeki bilgileri elde edememektedirler. Özellikle para miktarı ve genel fiyat düzeyine ilişkin bilgiler, gecikmelerle yaymlanabilmekte-dir.

Bu varsayımın gerçekçiliği neoklasik iktisatçılar tarafından da sorgu-lanır olmuştur. Örneğin McCallum (1980: 787-788), birçok makro değişme hakkında özet bilgi veren nominal faiz oranlarının bilinemediğini varsay-manın gerçek ekonomi ile bağdaşmadığını söylemektedir. Faiz oranı bi-lindiği anda, Lucas sunum denkleminin temel dayanaklarından biri kay-bolacak ve özellikle Lucas-Sargent önermesi geçerli olmayacaktır.8 Tur-novsky (1980) bu sonucu formel olarak göstermiştir. Bilgi eksikliği var-sayımının gerçek ekonomideki geçerliliğini belirlemeye çalışan bir araş-t ı rma Nelson (1981)'dir. Nelson, üretim ve işsizlik oranındaki devresel ha-reketlerin bilgi eksikliğinden mi yoksa fiyatlardaki katılığın yol açtığı in-tibak gecikmeleri dolayısıyla mı ortaya çıktığını, nedensellik smamalarıy-la saptamak amacındadır. Bu çalışmada devresel hareketlerin intibak ge-cikmelerinden kaynaklandığı ve bilgi eksikliğinden etkilenmediği sonu-

8 Barro (1981), Lucas sunum denklemindeki Pt — EPt teriminin üretimdeki değiş-meleri açıklamakta yetersiz kalacağını ve dolayısıyla bu terimin nominal faiz oranı Rt'yi içeren R t + P t — E P t + 1 terimi ile yerdeğiştirmesi gerektiğini söylemek-tedir.

27

cuna varılmaktadır. Nelson'a göre bu durumda, Lucas varsayımı ve Lu-cas-Sargent önermesi reddedilmelidir.

Lucas (1973)'ün en dikkate deeğr uzantılarından birisi, Cukierman ve Wachtel (1979)'un çalışmasıdır. Bu çalışmada Lucas'ın yaptığı tüm varsayımlar korunmakta, ancak her bir piyasa için ayrı bir olasal istem denklemi olduğu kabul edilmektedir, i piyasası için geçerli istem denk-lemi;

lnX t + w i = lnY l t + lnP l t (II.3.12)

şeklinde belirlenmektedir. Burada: X t, t zamanında tüm piyasalar ve do-layısıyla i piyasası için de geçerli nominal istemdir; w4, i piyasasında ya-şanan ve bu piyasaya özgü bir istem şokudur ve ortalaması sıfır, varyansı v 2 olan, içsel bağıntı içermeyen normal dağılımlı bir değişkendir; Y l t , t zamanında i piyasasında gerçekleşen üretim miktarıdır; P i t , t zamanında i piyasasındaki fiyat düzeyidir. Cukierman ve Wachtel P t ve i it arasın-daki ilişkiyi, istem denklemindeki w/yi içerecek şekilde,

lnP H - lnP t + u (ws)

olarak tanımlamaktadırlar. Burada u (wj), sadece Wi'yi içeren bir hata te-rimi işlevini temsil etmektedir ve açık ifadesi i piyasası denge fiyat çözü-mü bulunduktan sonra belirlenmektedir. Bununla birlikte u (wt)'nin bek-lenen değeri sıfır, varyansı d^'dir ve içsel bağıntı içermemektedir.

Adı geçen çalışmadan devresel üretim Y +t 'yi açıklayan Lucas sunum

denklemi,

İn (Y l t /Y* i t ) = lnY+it - a (lnP« - ElnP t)

şekliyle alındıktan sonra, rasyonel bekleyişler varsayımına göre,

' ElnPt = E (lnP t | I i t) = ( l - q ) lnP i t + qlnP t

q = d 2 / (b2 + d2)

elde edilmektedir. Burada, Lucas (1973)'te olduğu gibi, b 2 lnP t 'nin var-yansıdır. i piyasası için tanımlanan istem ve sunum denklemlerinden bu piyasa için denge fiyat çözümü

28

lnP,t = (1/1+qa) ( l n X t - l n Y * l t + aqP t) s

+ ( l / l + q a ) w, .... (II.3.13)

olarak bulunmaktadır. Bu çözümden u (Wi) = Wi/ ( l+qa) olduğuna göre,

d 2 = v 2 / ( l + q a ) 2

"b2 — s 2 / ( l + q a ) 2 ve dolayısıyla

q = v 2 / ( s 2 + v 2 )

ilişkilerine ulaşılmaktadır. Dolayısıyla, Lucas (1973)'te lnP t 'nin varyansı b2 ile, göreli fiyat lnP i t—lnP t 'n in varyansı d 2 arasında bir ilişki yok iken, Cukierman ve Wachtel'in çalışmasında, Wı kanalıyla, bir ilişki vardır. Makro düzeydeki istem şokunun varyansı s2 ve sektöre özgü istem şoku-nun varyansı v2 , hem b2 'yi hem d2 'yi etkilemektedirler.

B. BARRO MODELİ VE BAZI ÖNERMELER

Grossman ile birlikte katı fiyat yazınına önemli katkılarda bulunan Barro, esnek fiyat'ın temel alındığı neoklasik makro modellere de katkı-lar yapmaktadır. Barro'nun bu konudaki .temel çalışmalarına bakmadan önce, Friedman (1970)'e çok kısaca göz atmak yararlı olacaktır. Çünkü Friedman bu çalışmasında kısa dönem devresel hareketlerin parasalcı açı-dan bir açıklamasını yapmayı amaçlamaktadır. Friedman'a göre para mik-tarında beklenmeyen bir artış, kısa dönemde, hem fiyat artış oranını hem de üretim artış oranını etkileyecektir. Fiyat artış oranını belirleyen denk-lem şöyledir:

Pt = Ep t + (b/ l—b) (y*„ —yt) + ( k / l - b ) İn (Y t /Y* t ) ... (II.3.14)

üretim artış oranını belirleyen denklem de şöyledir:

yt — y^t + (1—b/b) ( p t - Ep t) - (k/b) İn (Y t /Y* t ) ...... (II.3.15)

Burada p t t zamanında fiyat artış oranı, Ep t t zamanı için beklenen fiyat artış oranı, y t t zamanında üretim miktarı artış oranı, ysVt uzun dönem

29

denge veya tam kapasite üretim miktarı artış oranıdır, b katsayısı ise, nominal gelirin artış oranının beklenen (veya uzun dönem) artış ora-nından sapmasının fiyat değişmesine yansıma derecesidir. Diğer bir de-yişle, b katsayısı fiyat'ın katılık derecesini belirlemektedir. Daha önce belirtildiği gibi, kısa dönemde b'nin değeri bir'den küçük, uzun dönemde bir'e eşittir. Uzun dönemde ayrıca p t = E p t , y t =yf r t ve Yt=Y'M-t eşitlikleri geçerlidir, k katsayısının da değeri sıfır ile bir arasındadır. (II.3.15) denk-leminin Lucas sunum denklemi ile benzerliği ortadadır. Aşağıda görüle-ceği gibi, Friedman'ın parasalcı yaklaşımı ile Barro modeli arasında da benzerlik vardır.

Barro (1976) devresel hareketleri açıklarken, özellikle beklenmeyen para artışlarına önem vermektedir. Barro bu çalışmasında Lucas gibi; i) gözlenen fiyat ve miktarların piyasa dengesi miktar ve' fiyatları olduğu-nu, ii) bekleyişerin rasyonel olduğunu, iii) piyasaların birbirinden ko-puk, çok sayıda ve tam rekabetçi olduğunu, iv) piyasalar arasındaki ko-pukluğun makro düzeydeki gelişmelere ilişkin bilgi eksikliğine neden ol-duğunu ve bu bilgilerin ancak bir dönem gecikme ile sağlanabildiğini, varsaymaktadır. Ek olarak, v) sunumu olumsuz, istemi olumlu yönde et-kileyen servet etkisini dikkate alabilmek için, ekonomik birimlerin serve-tinin para miktarı ile temsil edilebileceğini kabul etmektedir. Bu varsa-yımlara dayanarak Barro, t zamanında i piyasası için şu sunum denkle-mini belirlemektedir:

lnY i t = lnY& l t + a , ( l n P l t - E l n P ),

—a2 ( l n M t + E m t + 1 - E l n P t + 1 )

+ z t + v « ".. (II.3.16)

Burada Y l t ve Y& l t sırasıyla gerçekleşen ve normal (veya denge) üretim miktarları, P i t i piyasasındaki fiyat düzeyi, E P t + 1 bir dönem sonrası için beklenen genel fiyat düzeyi, M t para miktarı, E m l

t + 1 bir dönem sonrası için beklenen para miktarı artış oranı, z t genel sunum şokunu belirleyen rassal bir değişken, v l t i piyasasına özgü sunum şokunu belirleyen rassal bir değişkendir, a! ve a2 katsayıları sırasıyla sunumun göreli fiyat ve ser-vet esnekliklerini belirlemektedirler. Ayrıca a! > a2 geçerlidir.

(t) zamanında i piyasası için şu istem denklemi geçerlidir:

lnX l t = lnX"&lt—bu ( l n P t t - E P t + 1 )

30

+ b2 ( l n M t + E m t + 1 - E l n P t + 1 )

+ w t + s i t (II.3.17)

Burada X i t ve X& l t sırasıyla gerçekleşen ve normal (veya denge) istem miktarlarıdır. w t genel istem şokunu, s i t i piyasasına özgü istem şokunu belirleyen rassal değişkenlerdir.9 bi ve b2 katsayıları sırasıyla istemin gö-reli fiyat ve servet esnekliklerini belirlerler ve bı b2 geçerlidir.

kabul edilir ve istem ve sunum denklemleri eşitlenirse;

alnP i t = ( a - b ) E l n P t + 1 + b ( M t + E m t + 1 )

f + u t + e l t (II.3.18)

/ a = a , + b , , b = a 2 + b 2

u t = z t — v t , e i t = v i t — s i t

elde edilecek, yani denge fiyat çözümü bulunacaktır.

Şimdi, bekleyiş değişkenlerinin rasyonel bekleyişler hipotezine göre belirlenebilmesi için, modelin indirgenmiş halinin beklenen değerleri alın-malı ve buradan da E l n P t + 1 ve E m ' t + 1 ' bulunmalıdır. Barro bu işlemler-den önce şu ek varsayımları yapmaktadır: i) (II.3.18) denklemindeki u t

içsel bağıntılıdır; u t = u t l + r t . Buradaki r t ortalaması sıfır, varyansı sa-bit ve içsel bağıntılı olmayan rassal bir değişkendir, ii) Aynı denklemde-ki e i t , ortalaması sıfır, varyansı sabit ve içsel bağıntı içermeyen rassal bir değişkendir, iii) Para miktarının değişme oranı m t , beklenen değeri sıfır, varyansı sabit ve içsel bağıntılı olmayan normal dağılımlı rassal bir değişkendir. Bu varsayımlara ek olarak M t = M t l + m t eşitliği de kul-lanılırsa, elde edilen bekleyiş değişkenleri şöyle olacaklardır:

E l n P t + 1 = E ( l n P t + 1 | I t t )

= l n M t j + CiHit + c2r t + c3e i t + c 4 u t _ j (II.3.19)

E m t + l = E (m t + J I i t) = 0 (II.3.20)

Zira varsayım gereği Em t = Em 1 1 = 0

9 Dikkat edilirse, Cukierman ve Wachtel (1979)'un x t ve wit'si ile Barro'nun w t ve s lt'si aynı anlamdadırlar.

31

(II.3.19) ve (II.3.20) ifadeleri, gene M t = M t l + m t eşitliği kullanılarak, (II.3.18) denklemine konulursa;

lnPit - İnM t j + h,m t + İVY + h3e i t + h + u t _ j (II.3.21)

elde edilecektir. (II.3.19) ve (II.3.21) denklemlerinden l n P l t — E l n P t + 1 farkı bulunabilir. Bu fark ile birlikte (II.3.19) ve (II.3.20) sunum denklemi (II.3.16)'ya konulursa,

Y i t = kjm, + k2U t (II.3.22)

bulunacaktır. Burada: U t; r t , e i t ve u t _ j 'i içeren ve beklenen değeri sıfır olan rassal bir değişkendir. k t ; artı değer alan bir katsayıdır. E m t = 0 var-sayımı dolayısıyla m t , beklenmeyen veya öngörülemeyen para miktarı artış oranını simgelemektedir. Dolayısıyla üretim miktarı sadece bu oran-dan etkilenmektedir.

Belirtmek gerekirki, Barro'nun (II.3.22) denklemi Lucas sunum denk-leminden farklıdır. Lucas denklemi normal (veya uzun dönem denge) üretim miktarından sapmaları, yani devresel üretimi açıklamaya yöne-liktir. (II.3.22) denklemi ise gerçekleşen üretim miktarını açıklamakta-dır. Buna rağmen Lucas'ın denklem (II.3.10)'daki h katsayısı ile, Barro'-nun ki katsayısı arasında bir benzerlik vardır. Denklem (II.3.10)'da no-minal istemdeki artışların varyansı ile h arasında ters bir ilişki vardır. Denklem (IL3.22)'de ise, kı ile para miktarı artış oranının varyansı ara-sında ters bir ilişki vardır. Bu durumda her iki modelde de parasal ar-tışlar hızlandıkça üretimin bu artışlardan etkilenmesi daha az olacaktır.

Denklem (II.3.22)'ye dayanarak Barro şu sonuçlara ulaşmaktadır, i) Friedman'ın para miktarında sabit oranda artış önerisi ve Lucas-Sar-gent önermesi bu çalışmada da doğrulanmaktadır, ii) Ancak iktisat po-litikası uygulayıcıları kendi politikaları hakkında, özellikle para mikta-rını belirlerken, ekonomik birimlere göre daha fazla bilgiliye sahipse, Friedman önerisi ve Lucas-Sargent önermesi geçerli değildir. Barro'nun bu sonuçları da elbette fiyatların tümüyle esnek olmasına ve makro dü-zeye ilişkin bilgilerin eksik olmasına bağlıdır. Barro'nun kendisinin de değindiği gibi, sadece eksik bilgi varsayımı ortadan kaldırılırsa, tüm so-nuçlar değişecektir. Barro, Lucas gibi, "politika etkisizliği" önermesi ola-rak da bilinen Lucas-Sargent önermesine çok bağlı değilse de1 0 türettiği denklemin ekonomideki üretim değişmelerini iyi açıkladığı kanısında-dır. (Örneğin, Barro, 1978). 1 0 Gordon (1981: 506)'nin aktardığına göre, Lucas kendini giderek bu önermeden

ayırmaya çalışmaktadır.

32

II.4. SONUÇ

Yeni neoklasik makro-iktisat, varsayımlarıyla, formel modelleriyle ve iktisat politikasına ilişkin önermeleriyle, Keynesci makro-iktisattan fark-lıdır. Keynescilere göre bekleyişlerde yanılgılar olabilir ve bu yanılgılar-da belli bir süreklilik de olabilir. Ekonomideki devresel hareketlerin bir kaynağı da buradadır. Neoklasik iktisatçılara göre bekleyişler rasyoneldir ve bunlardaki yanılgılar sürekli olmayıp uzun dönemde yoktur. Bekle-yişlerdeki yanılgılar ancak makro düzeydeki bilgilerin zamanında elde edilememesinden kaynaklanır.

Keynescilere göre ekonomideki fiyatların belirli bir katılığı vardır ve bu nedenle miktarlar fiyatlardan daha hızlı intibak edebilirler. Neoklasik iktisatçılara göre fiyatlar tümüyle esnektir ve piyasalarda gözlenen mik-tar ve fiyatlar denge miktar ve fiyatlarıdır. Bu nedenle örneğin işsizlik, gönüllü işsizliktir. Keynescilere göre fiyatlardaki belli katılık ekonominin kendi başına tam istihdama veya tam kapasite üretimine gelmesini en-geller. Bu nedenle ancak aktif bir iktisat politikası uygulanmasıyla tam istihdama veya tam kapasite üretime ulaşılabilir. Neoklasik iktisatçılara göre piyasalar her konuda en iyi (optimum) çözümü getirirler. Aktif ik-tisat politikalarına yer yoktur, ekonomi kendi haline bırakılmalıdır. İkti-sat politikaları ile işsizlik oranını veya kullanılmayan kapasiteyi azalt-maya çalışmak ancak ekonomideki enflasyonun ve devresel hareketlerin boyutunu arttırır. Çünkü ekonomide doğal bir işsizlik ve üretim düzeyi vardır.

Yeni neoklasik makro-iktisat'ın varsayımları ve formel modelleri ger-çek ekonomi için ne ölçüde geçerlidir? Bu sorunun yanıtı, Türkiye imalat sanayiine ilişkin verilere dayanılarak Bölüm III ve Bölüm IV'te verilme-ye çalışılacaktır.

33

BÜLÜM III

İMALAT SANAYİİNDE ÜRETİCİ FİYATLARININ YAPISI VE BAZI ETKİLENMELER

Yeni neokiasik makro-iktisat'ın bazı varsayımlarının ve türetilen iş-levlerin gerçek ekonomi için geçerli olup olmadıklarına bakabilmek için, ayrıntılı verilere gereksinim vardır. Çünkü yapılan varsayımlar ve türe-tilen ilişkiler, tek tek piyasalara ilişkindir. Kaldıki zaten makro veriler, toplulaştırma nedeniyle, birçok değişme ve ilişkiyi gizleyebileceğinden, yapılacak sınama ve tahminler için yeterli olmayabilirler. Diğer yandan, zaman toplulaştırması (time aggregation) da değişme ve ilişkileri gizle-yebilir. Bu nedenlerle, varsayımlara ilişkin sınamaların yapılmasında ve ilişkilerin tahmininde piyasalara ilişkin aylık veya üç-aylık verilerin kul-lanılması gerekir. Bu gereksinimi karşılayabilmek için, bu çalışmada Tür-kiye imalat sanayii ve alt-sektörleri ile ilgili ayrıntılı veriler türetilmiş-tir. Bu verilerden fiyat değişmeleri ve kapasite kullanım oranlarının tü-retilişi, bu bölümde ele alınmaktadır. Adı geçen veriler kullanılarak, ilkön-ce neokiasik makro modellerdeki piyasalara ilişkin varsayımların geçerli-liği sınanmaktadır. Daha sonra, modelleri oluşturan işlevlerin doğruluğu nedensellik sınamaları ile saptanmaktadır.

Neokiasik iktisatçılara göre, rasyonel bekleyişler ve doğal oran hipo-tezleri bir arada, bekleyiş verileri kullanmadan ve bu tür değişkenler içer-meyen işlevlerin sonuçlarına bakılarak da ,sınanabilir. Örneğin, Lucas (1972b) , (1973) ve Prescott (1977). Nedensellik sınamaları ile yapılan sap-tamalar bu savın da geçerliliğini ortaya koyacaktır.

III.I. FİYAT DEĞİŞMELERİNİN TÜRETİLİŞİ VE KARŞILAŞTIRMALAR

Türkiye'de fiyat indekslerinin yetersizliği bilinen bir konudur. Bu ye-tersizlik özellikle sanayi mallarına ilişkin indekslerde kendini göstermek-

34

tedir. Ticaret Bakanlığı Konjonktür ve Yayın Müdürlüğü tarafından dü-zenlenip yayınlanan Toptan Eşya Fiyatları İndeksi, hem kapsanan mal sayısı açısından, hem de malların ağırlıklandırılması yönünden çok geri düzeydedir. Bu indekste 95 madde kapsanmaktadır; bunlardan 44 madde gıda maddeleri ve yemler bölümünde, geri kalan 51 madde ise sanayi ham-maddeleri ve yarı mamülleri bölümünde yer almaktadır. îmalat Sanayii-nin ürettiği nihai ürünlerin önemli bir bölümü bu indekse girmemektedir. Daha da çarpıcı olanı, indekse giren maddelerin ağırlıklarının 1938 yılın-daki toplam tüketim içindeki paylarına göre saptanmasıdır. İstanbul Ti-caret Odası tarafından hazırlanıp yayınlanmakta olan Toptan Eşya Fi-yatları İndeksi ise, Ticaret Bakanlığı İndeksinde yer alanlardan bir mik-tar farklılık gösteren 94 madde kapsamaktadır. Ancak bu maddelerin fi-yatları çoğunlukla İstanbul'dan derlenmekte ve bunlar indekse ağırlıksız olarak girmektedirler. (Fiyatların geometrik ortalaması alınmaktadır).

Değinilen indekslerdeki yetersizlikleri gidermek ve sektörler düzeyi-ne inebilmek amacıyla bazı araştırıcılar sanayi malları fiyat indeksleri tü-retmişlerse de,1 İstanbul Ticaret Odası ve Ticaret Bakanlığı verilerine da-yanmak zorunda kaldıklarından, türetilen indeksler benzer eksiklikler ta-şımışlardır. Halbuki DİE'nin elinde, 1974 ve özellikle 1975 yılından bu ya-na sanayi malları fiyatlarındaki değişmeleri üç aylık dönemler itibariyle yansıtan veriler bulunmaktadır.

Şöyleki, DİE, 1974 yılından başlayarak imalat sanayiinde yer alan ka-mu ve özel firmaların üretim miktar ve değerlerini belirlemek amacıyla her üç ayda bir anket düzenlemektedir. 1974 yılındaki ilk anket 170 mad-de için 10+ işçi çalıştıran büyük işyerlerinin katma değer yönünden yak-laşık % 85'ini temsil eden işyerlerine uygulamıştır. Anket kapsamı daha sonraki yıllarda giderek genişletilmiş, madde sayısı 1975'te 306'ya ve 1978'-den itibaren de 380'e ulaşmıştır. Böylece anketlerde, imalat sanayiindeki büyük işyerlerinin katma değer yönünden yaklaşık % 90'ını temsil eden işyerleri yer almıştır.2 Her nedense DİE, elindeki bu geniş veri kaynağın-dan imalat sanayii için üretim ve fiyat indeksleri türetmek üzere yarar-lanmamıştır. Bununla birlikte DİE, anket sonuçlarını 1974 I - 1974 IV dö-nemi için "Üç Aylık Dönemler İtibariyle Başlıca Sanayi Maddeleri Üre-timi", 1975 I -1977 II dönemi için "Üç Aylık Dönemler ve Sektörler İti-bariyle İmalat Sanayii: İstihdam ve Üretim", 1977 III döneminden bu ya-na da "Dönemler İtibariyle İmalat Sanayii: İstihdam-Üretim-Eğilim" ad-ları altında yayınlamıştır.

1 Bu konuda en ayrıntılı çalışmayı Ecevit ve Özötün (1975) yapmıştır. 2 Anketlere yanıt verme oranı % 80 ile % 90 arasında değişmektedir. Üretim an-

ketine yanıt veren işyeri sayısı 1975 I döneminde 1654, 1981 III döneminde 2487 olmuştur,

35

Bu çalışmada, değinilen kaynaklardaki üretim miktar ve değerleri kullanılarak: i) Her maddenin üretim değeri, ki üretilen miktarın fabrika teslim fiyatına göre belirlenmiş değeridir, miktarına bölünerek maddenin üretici birim satış fiyatı elde edilmiştir.3 ii) Birim satış fiyatlarının her dönem için artış oranları bulunmuştur, iii) Belirli bir ağırlıklandırma ile ilkönce 16 sektör için ve sonra da toplam imalat sanayii için üretici fiyat artış oranları hesaplanmıştır. Ağırlıklandırmanın daha sıhhatli ve kapsa-mın daha geniş tutulabilmesi amacıyla, hesaplamalar 1975 III döneminden başlayarak yapılmıştır. Kapsanan madde sayısı 1975 III - 1976 I dönemin-de 150, -1976 II ve sonrası dönemlerde 160'tır. Bazı maddeler hem kamu hem özel kesim tarafından üretildiğinden ve bunlar için ayrı fiyat artış oranları bulunduğundan, imalat sanayii için yapılan hesaplamada kulla-nılan birim fiyat artış oranları sayısı, 1975 III - 1976 I döneminde 193, 1976 II ve sonrası dönemlerde 207 olmuştur.

Görüldüğü gibi, bu çalışmada kapsanan madde sayısı Ticaret Bakan-lığı ve İstanbul Ticaret Odası Toptan Eşya Fiyatları İndekslerinde kap-sanan madde sayısının iki katı dolayında olmasına karşın, DİE üretim anketlerinde yer alan maddelerin yarısına bile ulaşmamıştır. Bunun iki nedeni vardır: i) Özel kesimde bir ve/veya iki işyeri tarafından üretilen maddelere ilişkin bilgiler, gizlilik ilkesine uyularak yayınlanmamakta-dır. Bu nedenle verilerde kesiklik görülen maddeler hseaplamaya katıl-mamışlardır. ii) Seçilen maddelerin olabildiğince tektürden (homojen) olmalarına dikkat edilmiştir. Bunun sonucu olarak örneğin örme ve tri-ko, mobilya, cam eşya gibi sanayilerin ürünleri tümüyle kapsam dışı bı-rakılmışlardır. İmalat sanayii ve alt sektörlerindeki fiyat artış oranlarının elde edilmesinde kullanılan maddelerin listesi EK A, Tablo Al 'de veril-miştir.

Fiyat artış oranlarını madde düzeyinden alt sektörler ve toplam ima-lat sanayii düzeyine toplulaştırmak için, şu ağırlıklandırma yöntemi kul-lanılmıştır: Her dönemde her maddenin son bir yıldaki, yani son dört üç-aylık dönemdeki, üretim değeri bulunmuş, bu değerler her sektör için toplanıp toplam içinde her maddenin yüzde payı elde edilmiştir. Elde edi-len yüzde pay maddenin sektör içindeki ağırlığını belirlemiştir. Aynı ağır-lıklandırma biçimi sektörlerden toplam imalat sanayiine geçişte de kul-lanılmıştır. Bu ağırlıklandırma ile, bir yandan mevsimlik ve kısa dönem etkiler önlenmiş, diğer yandan da ağırlıkların zaman içinde değişmelerine olanak sağlanmıştır. Böylece fiyat artış oranlarında, sabit ağırlık kullan-

3 Belirtmek gerekirki, özellikle üretici davranışlarını inceleme ve açıklamaya yö-nelik araştırmalarda kullanılması gereken fiyat değişkeni bu değişkendir.

36

maktan dolayı sapmalar ortaya çıkmayacaktır.4 Açıklanan şekilde elde edi-len imalat sanayii ve alt sektörleri üretici fiyat artış oranları, EK A, Tab-lo A2'de sunulmuştur.

Tablo A2'de fiyat artış oranları yanında, her sektördeki kamu sek-törü ağırlığı ve her sektörün toplam imalat sanayii içindeki ağırlığı 1975 III - 1981 III döneminin ortalaması olarak verilmiştir. İmalat sanayiinde kamu sektörünün ortalama ağırlığının belirtilen dönemde %55 olduğu görülmektedir. Belirtmek gerekir ki bu oran, kamu kesiminin özellikle tütün, petrol ve türemleri ve demirçelik sektörlerindeki büyük payların-dan kaynaklanmaktadır. Bu sektörler toplam imalat sanayii içinde orta-lama % 41.9 gibi bir ağırlığa sahiptir. Toplam imalat sanayii içinde orta-lama ağırlığı en yüksek sektör, % 19.2 ile, petrol ve türemleri sektörüdür. Değinilen ortalama ağırlıkların yüksekliği, diğer öğeler yanında, kullanı-lan verilerden de kaynaklanmaktadır.

Tablo A2'de sunulan fiyat artış oranları ile karşılaştırmaya en uygun oranlar, Ticaret Bakanlığı Toptan Eşya Fiyatları İndeksinin Sanayi Ham-maddeleri ve Yarımamülleri alt bölümünden elde edilebilecek fiyat artış oranlarıdır. Karşılaştırmanın daha kolay yapılabilmesi için bu artış oran-ları, Şekil I l l . l 'de gösterilmiştir. Şekilden de görüldüğü gibi her iki oran birbirini, zaman zaman gecikmeli olarak da olsa, yakından izlemektedir. Kapsanan mallar farklı olduğundan, bu iki fiyat artış oranlan dizisinde de farklılıklar olması elbette beklenen bir olgudur. Bu çalışmada daha çok sayıda nihai ürün fiyatı kullanıldığını vurgulamak gerekir. Oranlardaki farklılığa bir ikinci neden, bu çalışmada üretici fiyatlarının, Ticaret Ba-kanlığı indeksinde ise piyasa fiyatlarının, kullanılmasıdır. Ticaret Bakan-lığı indeksindeki artışın maliyetlerdeki artışı belirlediği ve maliyet artış-larının üretici fiyatlarına her zaman bütünüyle aynı dönemde yansımayıp belirli bir gecikme olduğu varsayılırsa, üretici fiyatlarında zaman zaman görülen gecikmeli artışlar anlamlı olabilir. Diğer yandan her iki diziden elde edilen yıllık fiyat artış oranlarına bakıldığında, özellikle iki yıldaki artış oranları birbirinden çok farklıdır. İmalat sanayii üretici fiyatların-daki sınırlamaların yaygın olduğu 1978 yılında üretici fiyat artış oranı (% 56.05), Ticaret Bakanlığı indeksinden elde edilenden (% 70.52) çok geride kalmış, sınırlamaların kaldırıldığı 1980 yılında ise üretici fiyat ar-tış oranı (% 126.17) Ticaret Bakanlığı indeksinden elde edilen (% 82.56) çok üzerine çıkmıştır. Bu oranlar diğer yıllarda sırasıyla şöyledir;5 1975 4 Bilindiği gibi sabit (veya baz yılı) ağırlıkların kullanıldığı Laspeyres yöntemi ile

elde edilen fiyat indeksleri yukarı doğru sapmalıdır. Ticaret Bakanlığı Toptan Eşya Fiyatları İndeksi, Laspeyres yöntemi ile hesaplanmaktadır.

5 Birinciler bu çalışmada elde edilen yıllık fiyat artış oranları, ikinciler Ticaret Bakanlığı indeksinden elde edilen yıllık fiyat artış oranlarıdır. Kaynak: EK A, Tablo A2 ve Tablo A3.

37

w 0 0 tıs

60 -55 -

50 -

AS -

AO -

35 -

30 -

25 -

20 -

1S -

10 _

5 -

Üretici Fiyat Artışları

Sanayi Hammadde ve Yarı Mamulleri Toptan Fiyat Artış ları

A / \

/ \ A / \ / \

h v \

/ v>

V '

0 ı ı ı ı i . " t

1 M 1 M I \\

I M

\ / \ /

V

I I I I 1 I I

A \ ' / \ / V v

ı ı t ı ı ı iv i ıı m iv i n m iv i ıı m iv î ıı m iv i u in ıv i n ıır - 5 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981

ŞEKİL III.l.

İmalat Sanayiinde Üretici Fiyat Artışları ve Sanayi Hammaddeleri ve Yarımamülleri Toptan Fiyat Artışları

(Son 6 Ay): 5.47 ve 3.47, 1976: 12.98 ve 20.90, 1977: 48.53 ve 41.27, 1979: 113.47 ve 103.42, 1981 (ilk 9 ay): 29.61 ve 25.68.

III.2. GÖRELİ FİYAT DEĞİŞMELERİ VE FİYAT DEĞİŞMELERİNİN İSTATİSTİKSEL DAĞILIMI

Neoklasik iktisat kuramında üretici ve tüketicilerin göreli fiyatlar-daki değişme ile genel fiyat düzeyindeki değişmeyi birbirine karıştırma-yacağı varsayımı temel bir varsayımdır. Halbuki formel modellerin dışına çıktıklarında neoklasik iktisatçılar, bu iki değişmenin üretici ve tüketici ekonomik birimlerce birbirine karıştırıldığından yakınagelmişlerdir. Ör-neğin Friedman'a göre: " [Hükümet yetkililerinin işaret ettikleri petrol ve gıda fiyatlarındaki hızlı artışlar] genel fiyat patlamasının ilk ve belli baş-lı nedeni değil midir? Hiçte değildir. Göreli fiyatlardaki değişmeleri mut-lak fiyatlardaki değişmelerden ayırdetmek gerekir... Bütün fiyatların or-talama düzeyi, bazı malların göreli fiyatlarındaki değişmelerden neden önemli ölçüde etkilensin?". (Friedman, 1974: 73). Vining ve Elwertowski (1976) bu konuda neoklasik iktisatçılardan çok sayıda örnek alıntılar ver-mektedir.8

Bir önceki bölümde görüldüğü gibi neoklasik modellerde, ekonomik birimlerin göreli fiyatlarla genel fiyatları birbirine karıştırması, ancak ge-nel fiyatlara ilişkin bilgileri zamanında alamamaları nedeniyle söz konu-su olabilir. Haliyle de, ekonomik birimlerin kendi fiyatlarının genel fiyat-lardan sapması, rassal bir olgudur. Bu durumun ifadesi, örneğin Lucas (1973)'te ve Cukierman ve Wachtel (1979)'da yer alan

lnPjt = lnP t + u t (III.2.1.) i

ilişkisinde açıkça görülür. Burada u t beklenen değeri sıfır, varyansı d 2

gibi bir sabit ve içsel bağıntı içermeyen normal dağılımlı bir değişkendir. Bu değişken ayrıca lnP t 'den bağımsızdır. P i t i piyasası fiyat düzeyi ve P t

genel fiyatlar düzeyi olduğuna göre, ortalama olarak i piyasası fiyat dü-zeyi genel fiyatlar düzeyine eşittir. (Burada fiyatlar indeks sayıları ola-rak düşünülmelidir). Bu eşitlik her zaman noktasında geçerli değildir ama, u t içsel bağıntısız olduğuna göre, eşitsizlik olsa bile süreklilik göster-memelidir. Acaba gerçek ekonomide durum böyle midir, yoksa belli pi-yasalarda fiyatlar uzun dönemler genel fiyatların üzerine çıkarken, belli

6 Bu alıntıların kaynakları, günümüz iktisatçıları yanında, marjinalist kuramın belli başlı isimlerinden olan Jevons ve Edgworth'a kadar gerilere gitmektedir.

39

piyasalarda genel fiyatların altında mı kalmaktadırlar? Eğer fiytlr tü-müyle esnek ise, elbette denklem (III.2.1.) geçerlidir, ama fiyatlar belli ölçüde katılık gösteriyor ise, bu denklem geçerli değildir.

Denklem (III.2.1.)'deki lnP t nin normal dağılımlı olduğu varsayılmak-tadır. Dolayısıyla piyasa fiyatları lnP i t 'de normal dağılımlıdır zira ikisi de normal dağılımlı olan lnP t ve u t değişkenlerinin toplamından oluşmak-tadır. Bu durumda l n P l t — l n P t = l n (P l t /P t ) olarak belirlenen göreli fiyat-ların logaritması da normal dağılımlıdır. Bu varsayımlar altında P i t 'deki yüzde değişmeler de normal dağılımlı olacaktır zira:

(III.2.1.) denkleminin her iki tarafından bir önceki dönem değerleri çıkartılırsa,

lnP l t—lnP , t _ j = l n P t — l n P t l + u t - u t _ j

Varsayım gereği bu eşitlikteki tüm değişkenler normal dağılımlıdırlar. Ayrıca, normal dağılımlı iki değişkenin farkı da normal dağılımlıdır. Ek olarak;

lnPn—lnP i t l = İn ( l + p i t ) = p s t

ve lnP t —lnP t l = İn ( l + p t ) = p t

geçerlidir, yani logaritmik farklar yüzde değişmeleri verir;7 p l t ve p t sı-rasıyla P i t ve P t 'deki yüzde değişme oranlarıdır. Böylece fiyatlar düzeyi-ne ilişkin (III.2.1.) ilişkisi, aynı varsayımlar altında, fiyat yüzde değişme-leri için de geçerlidir;

Pıt = P t+v t (III.2.2.)

Bu ilişkide v t = u t — u t l , beklenen değeri sıfır ve varyansı 2d2 olan8 nor-mal dağılımlı bir değişkendir. p t, beklenen değeri ( P t — P t _ j ) ve varyansı sabit olan normal dağılımlı bir değişkendir.

1 Bu, pn'nin bir'deıı küçük olması durumunda geçerlidir. Kısa dönem verilerle ya-pılan incelemelerde pjt'nin bir'den küçük olması beklenir.

» Var (vt) = E (Ut-Ut. . ! )2 = E (u^2 _2E (u t u t _ 1 ) + E (u t_1)3 Varsayım gereği, E (ı^ut-ı) = O ve E (u^2 = E ( u t ^ ) 2 = d2 olduğundan, Var (vt) = 2E (vt)2 = 2d2 olacaktır.

40

Eğer fiyatlar esnek ise, piyasalardaki fiyat yüzde değişmelerinin nor-mal dağılımlı olduğunu varsaymak anlamlıdır. Ancak eğer bazı fiyatlar değişirken geri kalanlar değişmiyor ise, fiyat değişmelerinin normal da-ğılımlı olduğunu varsaymak doğru olmayacaktır. Çünkü bu durumda fi-yat yüzde değişmelerinin sıklık dağılımı (frequency distribution) normal eğriye, veri sayısı ne kadar arttırılırsa arttırılsın, benzemeyecektir. Böy-lece de (III.2.1.) denklemindeki lnP i t 'nin ve (III.2.2.) denklemindeki p i t 'nin normal dağılımlı olduğunu varsaymak anlamlı olmayacaktır.

Yukarıdaki ifadelerden hareketle ve Türkiye imalat sanayii ve 16 alt sektöründeki üretici fiyat değişmeleri kullanılarak, şu iki soruya yanıt aranmıştır:

A) Neoklasik çalışmalarda varsayıldığı gibi, (III.2.2.) denklemindeki p i t değişkeninin normal dağılımlı olduğu söylenebilir mi? Eğ£r incelenen dönem için genelde yanıt olumlu ise, fiyatların esnek olduğu varsayımı verilerce destekleniyor kabul edilecektir. Yanıt olumsuz ise, bazı fiyatla-rın katı olduğu kabul edilecektir. Ancak burada bir noktayı belirtmek ge-rekir. Yapılan incelemeler madde veya madde grupları düzeyinde değil, sektör düzeyinde olacaktır; bir toplulaştırma söz konusudur. Böylece her sektörde değişmeyen fiyatlar yanında değişen fiyatların da varlığı ve bu durumun sektör fiyatlarına yansıması, dağılımı olduğundan daha çok nor-mal dağılıma yaklaştırabilir. Bu nedenle, elde edilen bulgular bu nokta dikkate alınarak değerlendirilmelidir.

B) Neoklasik yazılarda varsayıldığı gibi (III.2.1.) ve dolayısıyla (II.2.2.) eşitlikleri geçerli ise,

Pit = c+kp t +Vt (III.2.3.)

şeklinde tanımlanan bir regresyon denkleminde, c = 0 ve k = l sınırlamala-rı geçerli olmalıdır. Bu sınırlamalar verilerce doğrulanmakta mıdır? Eğer c = 0 sınırlaması doğrulanmıyor ise, i piyasasındaki göreli fiyat sürekli bir yönde değişiyor demektir. Diğer bir deyişle, c eksi işaretli ise, göreli fiyatta eksi bir trend, c artı işaretli ise göreli fiyatta artı bir trend vardır. Eksi trend gösteren piyasalarda fiyatlar diğer piyasalara göre daha katıdır. Artı trend gösteren piyasalarda tersi durum geçerlidir, k > 1 ise, göreli fiyattaki değişmeler, genel fiyattaki değişmelere göre daha büyük dalga-lanmalar göstermektedir. k < 1 ise, tersi geçerlidir. Ayrıca eğer v t 'nin var-yansı sıfırdan büyük ise, yani R 2 istatistiği bir'den küçük ise, göreli fiyat değişmelerinde genel fiyat değişmeleri ile açıklanamayan dış etkenler vardır.

41

A. ÜRETİCİ FİYAT DEĞİŞMELERİNİN DAĞILIMI

İmalat sanayiindeki üretici fiyat değişmelerinin dağılımı hakkında genel bir değerlendirme yapabilmek amacıyla, her sektördeki fiyat değiş-me verileri kullanılarak, her dönem için ortalama, standart sapma, çar-pıklık derecesi (skewness) ve sivrilik derecesi (kurtosis) değerleri bulun-muştur. Son iki istatistiğin değerleri, ortalama etrafında sırasıyla üçüncü ve dördüncü momentler kullanımıyla elde edilmiştir. Hesaplamalarda, hem ortalama hem ortalama etrafındaki momentler için sektörlere eşit ağırlık verilmiştir. İstatistiklerin bulunan değerlerine bakıldığında:

i) Ortalama (pt) ve standart sapmanın (st) aynı yönde değiştikleri gözlenmektedir. Bu iki istatistik arasındaki regresyonun sonucu şöyledir;

.s» = &155 + 0.451 p t (III.2.4.) (5.918) (14.509)

H2 = 0.897

D.W. = 1.570

Katsayı tahminlerinin altında parantez içindeki değerler t-istatistiği de-ğerleridir ve s, s'nin tahminidir. Açıktırki, ortalama ve standart sapma arasında çok yakın bir ilişki vardır.

ii) Çarpıklık derecesinin işaretinin hep artı olduğu ve dolayısıyla da-.ğılımın her dönemde bakışımlı olmayıp sağa çarpık olduğu görülmektedir. Aynı istatistik ağırlıklı momentler kullanımıyla bir kez daha hesaplanıp ayrıntıyla inceleneceğinden, çarpıklığın istatistiksel olarak anlamlı olup olmadığına bakılmamıştır. Çarpıklık derecesi ile ortalama arasında anlam-lı bir ilişki yoktur.

iii) Sivrilik derecesi çoğunlukla normal dağılımın sivrilik derecesi değeri olan 3'ten farklıdır. Farklılığın istatistiksel olarak var olup olma-dığına, (ii)'de belirtilen nedenle bakılmamıştır. Ortalama ile sivrilik dere-cesi arasında anlamlı bir ilişki yoktur.

Bölüm Il l . l 'de değinildiği gibi, imalat sanayii fiyat artış oranları, her alt sektör için farklı ağırlıklar kullanılarak elde edilmiştir. Ayrıca gene her sektördeki fiyat artış oranları ağırlıklı olarak hesaplanmıştır. Buna rağmen sektörler ortalamasının ve ortalama etrafındaki momentlerin her sektöre eşit ağırlık verilerek hesaplanması, bazı kavramsal ve karşılaştır-ma zorluklarına yol açabilecektir. Bundan dolayı, imalat sanayii fiyat ar-tış oranlarının elde edilişinde kullanılan sektör ağırlıkları, ortalama etra-

42

fındaki momentlerin hesaplanışında aynen korunarak, standart sapma, çar-pıklık derecesi ve sivrilik derecesi bir kez daha hesaplanmıştır. (Fiyat ya-pısındaki değişmeleri incelemek amacıyla Theil, 1967: 154-158 fiyat değiş-melerinin ağırlıklı varyansını kullanmıştır. Parks, 1978'de aynı yöntemi uygulamıştır). Elde edilen değerler9 ve hesaplama yöntemleri Tablo III. 1'-de gösterilmiştir. Bu tablodan da izlenebileceği gibi;

a) Ortalama (p t) ve standart sapma (s t), ağırlıksız değerlerde oldu-ğu gibi, aynı yönde değişmektedirler. Bu iki değişken arasındaki regres-yonun sonucu şöyledir;

s t =s 3.192 + 0.420 p t (III.2.5) (3.496) (7.963)

E2=0.722

D.W.=1.736

Katsayı tahminlerinin altındaki değerler t-istatistikleridir ve s, s'n'in tah-minidir. Görüldüğü gibi, ağırlıklı ortalama ve standart sapma arasında da yakın bir ilişki vardır.

Fiyat değişmelerinin ortalaması ile standart sapması (veya varyansı) arasındaki yakın ilişki birçok başka çalışmada da gözlenmiştir. Glejser (1965), Avrupa ülkeleri için yaptığı araştırmada, ortalama fiyat artış ora-nı ile göreli fiyatlardaki değişmenin varyansı arasındaki yakın ilişkiyi ba-zı sektörlerdeki üretkenliğin diğerlerine göre geri düzeyde olması ile açık-lanmıştır. Glejser'e göre üretkenlik açısından geri sektörlerde (ve ekono-milerde), özellikle istemin arttığı dönemlerde, fiyatlar daha fazla yüksel-mekte ve bu olgu hem ortalamayı hem varyansı yukarıya itmektedir. Vi-ning ve Elwertowski (1976) fiyat değişmeleri ortalama ve standart sap-masını ağırlıksız olarak hesaplamışlardır. Bu çalışmada ortalama yüksel-dikçe genel fiyat artışı standart sapması da yükseliyor kabul edildiğin-den,1 0 ortalama ile standart sapma arasındaki ilişkinin aslında genel fiyat artışı standart sapması ile göreli fiyatlar artışı standart sapması arasın-daki ilişkiyi yansıttığı savunulmuştur. Bu olguya ise iktisat kuramında yer verilmediği belirtilmektedir. Parks (1978)'in araştırmasında, ağırlıklı ortalama ve ağırlıklı varyans ilişkisi verilerle saptandıktan sonra, ilişkiye iktisat kuramından kaynaklanan formel bir çerçeve aranmıştır. Genel fi-

9 Ağırlıksız değerlere göre, standart sapmadaki değişmeler bir miktar azalmış, sivrilik derecesindeki değişmeler de bir miktar artmıştır. Bu varsayımın geçerli olduğu örneğin Logue ve Willett (1976) tarafından sap-tanmıştır.

43

yat artışı varyansının göreli fiyat artışları varyansını etkilediği örtük ola-rak kabul edilen bu araştırmada, piyaslardaki beklenmeyen fiyat artışla-rının göreli fiyat artışları varyansını büyük ölçüde belirlediği sonucuna ulaşılmıştır. Böylece araştırmada Vining ve Elwertowski'nin belirttiği ku-ramsal eksikliğin giderildiği ileri sürülmektedir. Ashley (1981) ağırlıksız ortalama ile ağırlıksız standart sapma arasında bir nedensellik ilişkisi araş-tırmıştır. Bu çalışmada ortalamadaki dalgalanmaların bir ölçüde standart sapmadaki dalgalanmalara neden olduğu ancak bunun tersi yönde bir ne-densellik ilişkisi olmadığı bulunmuştur. Bu bulgulardan hareketle, genel fiyatlardaki değişmenin bazı piyasalardaki fiyatları diğerlerine göre daha fazla etkilediği sonucuna varılmıştır. Bu sonuç ile bir yandan Parks'ın kuramsal modelinin desteklendiği, diğer yandan da genel fiyatları etkileyen örneğin para miktarı gibi bir değişkenin bazı piyasalardaki fiyatlarda da-ha çabuk ve/veya fazla değişmelere yolaçtığı söylenebilecektir.

Şimdi, değinilen tüm çalışmalarda ortalama ile standart sapma veya varyans arasındaki yakın ilişkinin, fiyat değişmelerinin dağılımı için de bir gösterge olabileceği gerçeğine yer verilmemiştir. Halbuki, herhangi bir değişkenin ortalaması ile varyansı (ve dolayısıyla standard sapması) ara-sında bir ilişki var ise, ve hatta bu iki istatistik birbirlerinden bağımsız değiller ise, ilgili değişkenin normal dağılımlı olmadığı bilinmektedir. (Ör-neğin, Wilks, 1964: 211; Kağan, Linnik ve Rao, 1973: 103). Bu olgu, bir de-ğişkenin normal olarak dağılıp dağılmadığı hipotezini sınamak için Lin ve Mudholkar (1980) tarafından kullanılmıştır. Bu yazarlar, sınama için kullanılmak üzere ortalama ve varyans arasındaki korrelasyon katsyısı ile tnımlanan bir istatistik geliştirmişlerdir. Daha önce belirtilen tüm ça-lışmalarda ve bu çalışmada ortalama ile varyans veya standart- sapma arasında yakın bir ilişki olduğu saptandığına göre, fiyat değişme oranları Pst'nin dağılımının normal olduğu varsayımı genelde şüphe ile karşılan-malıdır.

t

b) Ağırlıksız çarpıklık dereceleri gibi, ağırlıklı çarpıklık dereceleri de hep artı işaretlidir. Bu durumda fiyat değişmelerinin dağılımı normal olmayıp sağa. çarpık görünmektedir. Çarpıklığın istatistiksel olarak an-lamlı olup olmadığını saptamak için uygun bir hipotez sınaması yapılma-lıdır. Bu amaçla D'Agostino ve Tietjen (1973) tarafından bakışımlılık yö-nünden dağılımın normal olduğu hipotezini sınamak üzere küçük örnekler için hesaplanan kritik değerler tablosu kullanılmıştır.

Dağılımın normal olduğu hipotezini sınamakta, Kolmogorov-Smirnov, Cramer-Von Mises gibi uzaklık sınamalarının veya Ki-kare sınamasının kullanılmamasının şu nedenleri vardır: Birincisi D'Agostino ve Tietjen (1973) kritik değerler tablosu, herhangi bir ek hesaplama gerektirmemek-

44

TABLO III.l.

İmalat Sanayii Alt Sektörlerindeki Fiyat Değişmelerinin Dağılımını Belirlemek İçin Bazı İstatistikler: Ağırlıklı Momentler

Kullanılmıştır.1

Standart Çarpıklık Sivrilik Ortalama2 Sapma3 Derecesi4 Derecesi5

1975 III 2.620 3.474 1.640 4.610

IV 2.780 3.073 2.374 12.089

1976 I 3.720 3.035 0.936 4.428

II 3.010 3.468 0.934 3.010*

III 2.480 1.497 3.303 16.861

IV 3.190 3.028 1.266 5.088.

1977 I 3.710 3.530 0.755* 2.557*

II 13.580 17.262 1.607 3.733*

III 5.540 3.697 2.337 11.200

IV 19.640 12.904 0.587* 2.021*

1978 I 24.400 20.596 1.043 2.665*

II 12.050 10.311 0.917 3.206*

III 3.070 2.435 0.757* 3.483*

IV 8.620 6.754 0.744* 3.988*

1979 I 14.870 9.539 0.468* 2.355*

II 31.180 20.049 0.828* 2.147*

III 17.860 12.890 1.721 5.724

IV 20.200 9.105 0.667 5.268

1980 I 57.040 20.448 0.510* 3.777*

II 16.200 9.813 0.146* 1.856*

III 7.020 6.452 1.422 3.721*

IV 15.810 9.712 0.016* 1.444

45

TABLO III. 1 (Devamı)

Standart Çarpıklık Sivrilik Ortalama Sapma Derecesi Derecesi

1981 I 12.590 7.999 0.655*

0.731*

0.184*

2.894*

II 4.960 4.946 0.692

III 9.680 6.328 2.414*

1 Sektörler için kullanılan ağırlıklar (coit> toplam imalat sanayii fiyat değişme oranlarını elde etmek için kullanılan ağırlıklardır. 1975 III - 1976 I dönemi için sektör sayısı 15, diğer dönemler için 16'dır.

2 Ortalama: p t = 2co l tP i t 3 Standart Sapma: s t = I2w l t

( P i t — P t ' 2 ' 1 / 2

4 Çarpıklık Derecesi: a 3 = 2cı)it (p l t—p t ) 3 / s 3t

5 Sivrilik Derecesi: a 4 = Sa) i t ( p i t - p t ) 4 / s 4t

* % 5 Anlamlılık düzeyinde normal dağılım hipotezi reddedilmemektedir.

tedir. İkincisi, çarpıklık derecesine ilişkin sınamalar, sivrilik derecesine ilişkin sınamalarla biraraya getirilip normallik yönünden değelrendirile-bilecektir. Üçüncüsü ve en önemlisi, Shapiro, Wilk ve Chen (1968)'in yap-tığı geniş çaplı araştırmaya göre, çarpıklık derecesi istatistiği sivrilik de-recesi istatistiği ile birlikte ele alındığında, uzaklık sınamalarında kulla-nılan istatistiklerden ve Ki-kare istatistiğinden daha duyarlı ve güçlü bir sınama aracıdır.

Çarpıklık derecelerinin tümü artı olduğuna göre, tek taraflı sınama yapılmıştır. % 5 anlamlılık düzeyinde bakışımlılık açısından normal da-ğılım hipotezinin kabul edildiği değerler Tablo IH.l 'de yıldız işareti ile be-lirlenmişlerdir.11 Özellikle son dönemlerde olmak üzere, bakışımlılık hipo-tezinin kabul edildiği dönem sayısı 13'tür. Burada değinmek yerinde ola-caktır ki, Vining ve Elwertowski (1976) çarpıklık derecesi ile ortalamanın değişme oranı arasında anlamlı bir ilişkiye işaret etmişlerdir. Batchelor (1981) aynı verileri kullanarak, çarpıklık derecesi ile hem ortalama hem ortalamanın değişme oranı arasında yakın bir ilişki saptamıştır. Bu çalış-madaki verilerin ağırlıksız ortalaması ile ağırlıksız çarpıklık derecesi ara-sında anlamlı bir ilişki olmadığı saptanmıştı. Aynı şekilde, Tablo I l l . l ' in ağırlıklı ortalaması ile ağırlıklı çarpıklık derecesi arasında anlamlı bir iliş-ki yoktur.

n D'Agostino ve Tietjen (1973)'ün tablosunda, 15 ve 20 gözlem için verilen kritik değerlerden, 16 gözlem için 0.845 kritik değeri hesaplanmıştır.

46

c) Sivrililik derecesi değerlerinin, normal dağılımın sivrilik derecesi değeri olan 3'ten çoğunlukla farklı olduğu görülmektedir. Farklılıkların istatistiksel olarak var olup olmadığını gene bir hipötez sınaması ile be-lirlemek gerekir. Bunu gerçekleştirmek için, D'Agostino ve Tietjen (1971)'-in sivrililik yönünden dağılımın normal olduğu hipotezini sınamak üzere küçük örnekler için hesaplanan kritik değerler tablosu kullanılmıştır. Bu değerlere göre Tablo Il l . l 'deki sivrililik dereceleri için gene tek taraflı sı-nama uygulanmıştır.12 Sivrililik açısından % 5 anlamlılık düzeyinde nor-mal dağılım hipotezinin kabul edildiği değerler Tablo I l l . l 'de yıldız ile işa-retlenmişlerdir. Görüldüğü gibi, 15 dönem için sivrilik açısından normal dağılım hipotezi kabul edilmektedir. Geri kalan 10 dönemden sekizinde fiyat artış oranlarının dağılımı normal dağılımdan daha sivridir.

Şimdi, hem çarpıklık hem sivrilik derecelerine göre değerlendirildi-ğinde, normal dağılım sınamasını geçen 10 dönem vardır. Diğer bir deyiş-le, incelenen zaman içinde fiyat artışlarının normal olarak dağıldığı ka-bul edilebilen dönem sayısı toplamın ancak beşte ikisidir. Dolayısıyla bu sınamalar sonucunda da, denklem (III.2.2)'deki fiyat değişme oranları p i t

için yapılan normal dağılım varsayımını genelde geçerli kabul etmemek gerekir. Diğer yandan, 1978 I -1981 III arasındaki 15 dönemden sekizi nor-mal dağılım hipotezi sınamasını geçmektedir. Değinilen zaman diliminde, öncesine göre, fiyat artışları daha yüksektir. Halbuki Batchelor (1981), fiyat artış oranı yükseldikçe fiyat artışlarının dağılımı normalden uzak-laşmaktadır savını taşımaktadır. Bu sav, bu çalışmanın verilerince doğ-rulanmamaktadır.

B. (III.2.3) DENKLEMİNDEKİ SINIRLAMALARIN GEÇERLİLİĞİ

Göreli fiyatlardaki değişmeler konusunda getirilen sınırlamaların ge-çerliliğini belirlemek üzere, (III.2.3) denklemi tüm sektörler için tahmin edilmiş ve tahmin sonuçları Tablo III.2'de sunulmuştur.1 3 Bu tabloda c kat-sayısının istatistiksel olarak ve tek taraflı sınama ile sıfırdan büyük veya küçük olduğu değerler yıldız ile işaretlenmişlerdir. Görüldüğü üzere, dört sektörde % 5 anlamlılık düzeyinde, bir sektörde de % 10 anlamlılık düze-yinde, c katsayısı sıfırdan büyüktür; bu sektörlerde göreli fiyat artı bir trend'e sahiptir. İlgili sektörlerde özel kesimin payının büyük olduğunu

1 2 D'Agostino ve Tietjen (1971), 15 ve 20 gözlem için kritik değerler vermektedir-ler. 16 gözlem için, küçüktür sınamasında 1.74, büyüktür sınamasında 4.14 kri-tik değerleri kullanılmıştır,

13 Göreli fiyatlardaki değişmeleri incelemek üzere Cornell (1981) benzer bir denk-lem tahmin etmiş fakat bu denklemin Lucas türü neoklasik modellerle ilişkisini kurmamıştır.

47

(% 80 ile % 100 arasında) belirtmek gerekir. Sekiz sektörde c eksi işaretli-dir fakat bunlardan ancak birisi %10 anlamlılık düzeyinde sıfırdan kü-çüktür; bu sektörün göreli fiyatında eksi bir trend olduğu söylenebilir.

k katsayılarının bir'den büyük veya küçük olduğu sınaması tek taraf-lı olarak ve t = ( k — l ) / s k istatistiği kullanılarak yapılmıştır. (Burada sk , k katsayısının standar hatasıdır), k'nın bir'den küçük veya büyük olan de-ğerleri tabloda yıldız ile işaretlenmişlerdir. Bu katsayılardan altısı bir'den farklı değildir; altı sektördeki göreli fiyat dalgalanmaları ortalama fiyat-taki dalgalanmalar kadardır. Geri kalanlardan üçünün %5 anlamlılık düze-yinde, birinin %10 anlamlılık düzeyinde, bir'den büyük olduğu, yani bu sektörlerdeki göreli fiyatların ortalama fiyattan daha fazla dalgalanma gösterdikleri saptanmaktadır. Bu sektörlerden 36'daki (Taşa ve Toprağa Dayalı Ürünler Sanayii) dalgalanmların mevsimlik nedenlerle olduğu söy-lenebilir. Ancak diğer sektörlerdeki (351, 353+4, 371) kamu kesimi payı-nın yüksekliği dikkate alınırsa, bulgular bu kesimin (en azından bir bö-lümünün) fiyatlama davranışını ortaya çıkarmaktadır: Kamu kesiminde fiyat artışları genel fiyat artışını yakından takip etmemekte, fiyat ayar-lamaları uzun aralıklarla fakat yüksek oranlarda yapılmaktadır. Diğer bir deyişle, incelenen dönemde kamu kesimi, ortalama fiyat artışını belli bir süre sonra yakalamaya çalışmaktadır. Hemen belirtmek yerinde olcaktır ki, eğer göreli fiyat dalgalanmaları (varyans veya standart sapması) orta-lama fiyatlarda artışlara neden oluyor ise, bu tür fiyatlama davranışı enf-lasyonu körükleyen bir davranış olmaktadır. Gerçi Ashley (1981) Ame-rikan verilerine dayanarak böyle bir nedensellik ilişkisi olmadığını, tersi-ne ortalama fiyat artışlarının göreli fiyat artışları standart sapmasında değişmelere neden olduğunu bulmuştur. Ama aynı yazar, ortalama ve standart sapma arasında hemzaman nedensellik olduğunu da söylemek-tedir.1 4

Altı sektörde k katsayısı %5 anlamlılık düzeyinde bir'den küçüktür; bu sektörlerde göreli fiyatlar ortalama fiyatlardan daha az dalgalanma göstermektedirler. Bu altı sektörden beşinin aynı zamanda fiyat artışları için artı bir trend'e de sahip oldukları gözönüne alınırsa, bu sektörlerde kısa aralıklarla ve giderek artan oranlarda fiyat ayarlamaları yapıldığı söylenebilir. Bu sektörlerde genellikle K2 de düşük, yani hata teriminin varyansı göreli olarak büyüktür. Dolayısıyla aynı sektörlerde genel fiyat değişmeleri ile açıklanamayan fiyat artışları olmaktadır. Adı geçen sek-törlerin (352: Diğer Kimya, 355+6: Lastik-Plastik, 381+2: Metal Eşya ve Makina, 383: Elektrik Makina, Cihaz ve Aletleri) genellikle Türkiye eko-nomisi için yeni sayılabilecek tüketim maddeleri ürettiklerini belirtmek gerekir.

14 Hemzaman nedensellik terimi Bölüm III.3'te açıklanmıştır.

TABLO III.2

p i t r r c + k p t + v t Denkleminin Tahmini1

Sektör

311+2

E 2

313

314

32

33

34

351

352

353+4

355+6

36

.2.001 (0.962)

—1.974 (-0.725)

-2 .342 (-1.044)

4.120* (3.194)

—2.705 (-0.866)

- 2 . 2 8 0 (-0.690)

—2.324 (-0.696)

6.103* (2.152)

—3.111 (-0.830)

5.886* (2.387)

—6.690** (-1.634)

0.704* (5.861)

1.134 (7.217)

0.857 (6.619)

0.528* (7.088)

1.114 (6.183)

1.241 (6.503)

1.356* (7.034)

0.538* (3.283)

1.606* (7.421)

0.621* (4.361)

1.602* (6.775)

0.582

0.680

0.641

0.672

0.608

0.632

0.669

0.290

0.693

0.429

0.652

DW

0.700

1.839

2.927

2.355

2.203

2.163

2.675

2.319

2.338

2.003

2.292

TABLO III.2 (Devamı)

Sektör c k R2 DW

371 -2 .407 1.169** 0.829 2.071 (-1.288) (10.829)

372 0.337 0.963 0.398 1.792 (0.830) (4.103)

381+2 3.742** 0.652* 0.511 2.103 (1.692) (5.107)

383 6.227* 0.458* 0.249 1.874 (2.347) (2.992)

384 3.510 0.796 0.437 2.156 (1.129) (4.434)

1 p l t sektör fiyat artış oranı, p t toplam imalat sanayii fiyat artış oranıdır. Katsayı tahminleri altında parantez içindeki rakamlar t-istatistikleridir. Tahminde kul-lanılan veri sayısı 25'tir.

* C sütununda: % 5 anlamlılık düzeyinde ve tek taraflı sınama ile sıfırdan büyük veya küçüktür. k sütununda: % 5 anlamlılık düzeyinde ve tek taraflı sınama ile bir'den büyük veya küçüktür.

** c sütununda: % 10 anlamlılık düzeyinde ve tek taraflı sınama ile sıfırdan büyük veya küçüktür. k sütununda: % 10 anlamlılık düzeyinde ve tek taraflı sınama ile bir'den bü-yüktür.

Tablo III.2'deki sonuçlara toplu olarak bakıldığında, incelenen dönem-de, c ve k katsayıları üzerindeki sınırlamaların %5 anlamlılık düzeyinde 7 sektör için geçerli olmakla birlikte, geri kalan 9 sektör için geçerli ol-madığı görülmektedir. Sonuçların böyle olmasında kamu kesiminin fiyat ayarlamaları konusunda yavaş ve büyük oranlarla belirlenen fiyatlama davranışı bir etken olabilir. Ancak bu tür fiyatlama davranışı sadece Tür-kiye imalat sanayii kamu kesimine özgü bir davranış değildir. Bazı sek-törler, yapıları gereği, fiyatları önceden belirlemek ve hatta yayınlamak ve de fiyat ayarlamalarını gecikmeli yapmak durumundadırlar. Çünkü fiyat ayarlamalarının da bir maliyeti vardır. (Gordon, 1981). Nitekim

50

Cornell (1981) de, c ve k katsayıları üzerindeki sınırlamaların bazı mal grupları için geçerli olmadığını, Amerikan verilerine dayanarak saptamış-tır. Dolayısıyla, herhangi bir dönemde göreli fiyatların genel fiyatlardan sürekli de olan. sapmalar gösterebileceği kabul edilmeli ve neoklasik mo-dellerdeki tersine varsayım reddedilmelidir.

Şimdi Tablo III.l ve III.2'deki sonuçlar birarada değerlendirilirse, şu yargıya varılabilir. Bazı piyasalardaki fiyatlar diğerlerine göre daha es-nektirler, veya bazı piyasalardaki fiyatlar diğerlerine göre daha katıdır-lar. Bu durum ekonominin genel yapısından ve/veya sektörlerarası yapı farklılıklarından kaynaklanabilir. Tüm ekonomilerde, özellikle ara malla-rının üretildiği sektörlerde, fiyat ayarlamaları daha gecikmeli yapılmak-tadır. Bu olgu bir yandan (III.2.3) denklemindeki katsayı sınırlamaları üzerinde etki yaparken, bir yandan da dağılımın normal olmasını engel-lemektedir. Fiyat artışları gözlem sayısının arttırılması, dağılımı normale yaklaştırmayacaktır, çünkü değişmeyen fiyatların toplam içindeki oran-ları (veya olasılıkları) bundan etkilenmeyecektir.15 Diğer bir deyişle, or-talama fiyat artışına yakın değerlerin olasılıkları yüksek olacağı gibi, sıfır fiyat artışlarının olasılıkları da yüksek, belki de daha yüksek olacaktır. Nitekim, Vining ve Elwertowski (1976), ortalama 1600 dolayında madde-ye ilişkin fiyat artış oranlarını kullanarak yaptıkları sınamalarda, dağı-lımın hiçbir dönemde normal olmadığını saptamışlardır. Kısacası, neokla-sik makro modellerde yer alan ve değişkenleri normal olarak dağıldığı varsayılan (III.2.1) ve (III.2.2) denklemlerinin genelde geçerli olmadığı ortadadır.

III.3. FİYAT DEĞİŞMELERİ İLE BAZI DEİĞŞKENLER ARASINDA NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ

Friedman (1953) ten başlayarak neoklasik iktisatçıların, yaptıkları var-sayımlara yöneltilen eleştiriler karşısında, şöyle bir savı vardır: Ekono-mik modeller varsayımlarının gerçekçiliğine göre değil, ekonomik ilişki-leri açıklayabilme ve öngörülerde bulunabilme güçlerine göre değerlendi-rilmelidirler. (Örneğin, Lucas, 1980 ve 1981). Bu bölümde, neoklasik mo-dellerin Türkiye imalat sanayiindeki bazı değişmeleri, özellikle fiyat de-ğişmelerini, açıklamak yönünden ne derece uygun olduklarına bakılacak-tır.

1 5 Merkezi Limit Teoremi, örnek veri sayısı arttıkça dağılımın normale yaklaşaca-ğını öngörür. Normale yaklaşım, ancak sayı arttıkça olasılıkların ortalamaya yakın değerler için en yüksek olması ile gerçekleşir. Bazı fiyatların değişmediği bir durumda, Merkezi Limit Teoremine başvurmak anlamlı değildir.

51

Konuya Lucas (1973)'ün genel fiyat artış oranını belirleyen (II.3.11) denklemi ile girilebilir. Bu denklem denge fiyat çözümünden elde edilmiş-t ir ve i piyasası için karşılığı şudur:

Pit = - g + ( l - h ) x l t + h x i t _ 1 - k y + i t . , 1 (III.3.1.) * *

x l t , i piyasasındaki nominal istem değişme oranıdır ve Lucas'ın (II.3.9) denklemi ile verilen makro istem tanımlamasından hareketle ifadesi;

Xıt = y i t+Pıt (III.3.2)

olacaktır. Bu ifade (III.3.1) ile birleştirilirse:

p l t = - g + ( l - h ) (yıt+Pıt) + h ( y l t _ 1 + p i t _ ! k y +l t _ ı

varsayım gereği y l t = y ^ l t + y + , t ve g tam kapasite (veya uzun dönem den-ge) üretim miktarı Y& l t 'nin büyüme oranı olduğundan, g=y^ i t ' d i r . Bu eşitlikler yukarıdaki denkleme konulursa;

Pfc = P ı t _ 1 + [ ( l - h ) / h ] y + l t + [ ( h - k J / h J y + ^ j (III.3.3)

elde edilecektir. y+ l t , i piyasasında gerçekleşen üretimin tam kapasite üre-time oranındaki değişme, yani kapasite kullanım oranındaki değişmedir.

Cukierman ve Wachtel (1979)'un i piyasası için elde ettikleri denge fiyat çözümü (II.3.13) denklemi ile verilmişti. Bu denklem (II.3.12) ile belirlenen nominal istem ilişkisi ile birleştirilirse,

lnPit = (1/1+qa) ( l n Y 1 t + l n P l t - l n Y * l t + a q P t ) (III.3.4)

elde edilecektir. Tanım olarak l n Y i t = l n Y ^ i t + l n Y + i t olduğundan;

lnPit = ( l / l + q a ) ( l n Y + l t + l n P l t + a q P t ) (III.3.5.)

P t , lnPt'nin t—1 dönemine kadarki ortalamasıdır ve bunun zamana göre türevi t—1 dönemindeki genel fiyat artış oranı p t l 'i verecektir. Şimdi denklemin tümünün zamana göre türevi alınırsa, i piyasası fiyat artış oranı p i t için çözüm şöyle olacaktır:

Pit = ( l + q a ) P w + ( l /qa) y+u

52

(III.3.6)

(III.3.3) denkleminden farklı olarak burada y +i t _ ! terimi yoktur çünkü

Cukierman ve Wachtel'in kullandığı Lucas sunum denkleminde yer al-mamaktadır.

Friedman (1970)'in benzer denklemi (II.3.14) te verilmişti:

Pt = Ep t + (b/ l—b) y+ t + (k/ l—b) lnY+ t (III.3.7)

Gerçi Friedman'ın denklemi genel fiyat artışına ilişkindir ama, herhangi bir piaysa fiyat artışını açıklayabilmelidir. (III.3.7) denklemi ayrıca, ka-pasite kullanım oranındaki değişme yanında, kapasite kullanım oranının kendisi Y+ t 'yi de içermektedir.

Yukarıdaki (III.3.3), (III.3.6) ve (III.3.7) denklemlerinde görüldüğü gibi, kapasite kullanım oranındaki değişme, fiyat değişmelerine aynı yön-de bir etki yapmaktadır. Acaba böyle bir etki sözkonusu mudur? Bu so-ruya Türkiye imalat sanayii ve alt sektörlerine ilişkin verilerle ve neden-sellik sınamaları yoluyla yanıt verebilecektir. Neokiasik modellerden Bar-ro (1976) modeli, beklenmeyen para artış oranını içerdiğinden ve bunun verilerle ifade edilebilmesi güç olduğundan, doğrudan sınanmaya açık de-ğildir. Ancak bazı varsayımlarla bu model hakkında da görüşler belirtile-bilir. Onun için bu bölümde ayrıca fiyat değişmeleri ile para miktarı de-ğişmeleri aarsındaki nedensellik ilişkisine de bakılacaktır. Elde edilecek bulgular ile, parasalcı yaklaşımın fiyat ve para miktarı değişmeleri ara-sındaki ilişki konusunda ileri sürdüğü savın da geçerliliği sınanabilir. Bu bölümde ayrıca petrol ürünleri fiyatlarındaki değişmeler ile diğer ima-lat sanayiindeki fiyat değişmeleri arasında nedensellik ilişkisi olup olma-dığı da araştırılmıştır. Böylece sık sık ileri sürülen ve neokiasik iktisat-çıların karşı çıktıkları "petrol fiyatlarındaki artışlar genel fiyatlarda da artışlara neden olmaktadır" görüşünün geçerliliği saptanmış olacaktır.

A. NEDENSELLİK SINAMALARI

Son zamanların ekonometri ve uygulamalı iktisat yazınında değiş-kenler arasındaki nedensellik ilişkileri konusuna sık rastlanmaktadır. Bu-nun başlıca iki nedeni vardır. Birincisi, nedensellik sınamaları bir denk-lem veya denklemler dizgesi içinde dışsallığın (exogeneity) saptanması ve dolayısıyla modeldeki değişkenlerin içsellik-dışsallık sınıflandırılması açısından yol gösterici olabilir; (Geweke, 1978; Jacobs, Leamer ve Ward, 1979; Granger, 1980; Geweke, 1981). İkincisi, bu sınamalar, yapısal eko-nomik modellerdeki tartışmalı değişkenlerin durumunu açığa çıkarmak-ta veya birbirine seçenek oluşturan modeller arasında seçim yapmakta

53

yol gösterici olabilirler. (Örneğin, Sargent, 1976 ve 1981; Nelson, 1981). Nedensellik sınamalarının değinilen konularda sadece "yol gösterici" ola-bileceklerini ve yapısal ekonomik modellerin yerini alamayacaklarım vur-gulamak gerekir. Zaten de, aşağıda açıklanacağı gibi, değinilen yazında nedensellik kavramı bir değişkenin gelecek dönemlerdeki değerlerini ön-görebilmek anlamında ve zaman dizileri ile ilgili bir kavramdır. Neden-sellik ve ilgili kavramları anlamlı bir çerçeveye oturtabilmek için neden-sellik sınamalarının kısa bir açıklaması yararlı olacaktır.

Y t gibi bir değişkenin belli bir dönem için zaman dizisi vardır. Y t 'nin bu dönemden sonraki zamanlar için öngörüsünü yapmak amaçlanmakta-dır. Bir başka değişken X t 'nin de ilgili dönem için zaman dizisi vardır. Acaba Y t 'nin öngörüsü sadece kendi geçmiş değerlerini kullanarak mı yok-sa aynı zamanda X t 'nin de zaman dizisini kullanarak mı daha iyi yapıla-bilir. Diğer bir deyişle, X t dizisinin, Y t 'nin öngörüsünü yapmakta ek ve anlamlı bir katkısı var mıdır? Nedensellik sınamaları, kısaca bu soruya yanıt aramaktır, denebilir. Soruyu yanıtlamaya yönelik başlıca iki giri-şim vardır: Granger (1969) ve Sims (1972). Sims girişimi daha sonra bel-li bir değişikliğe uğrayarak Granger girişimine yaklaşmıştır. Burada sa-dece Granger-nedenselliği üzerinde durulacaktır, zira yapılan Monte-Car-lo deneylerinde, Granger-nedenselliği sınamasının Sims sınamasından da-ha iyi sonuçlar verdiği görülmüştür. (Geweke, 1981; Nelson, 1981).

Y t ve X t arasındaki Granger-nedensellik sınamasının yapılabilmesi için, bu değişkenlerin kovaryans-durağan (covariance-stationary) ve ola-sal değişkenler olması gerekir. Kovaryans-durağanlık, Y t ve X t 'nin orta-laması ve varyansmm zaman içinde değişmemesi ve kovaryanslarınm da eşit zaman aralıklarında aynı olması anlamına gelir. Bunu sağlamak için, zaman dizilerine genellikle birinci farklar, logaritmalar gibi dönüştürme-ler uygulanmaktadır. X t ve Y t 'nin olasal değişkenler olması için bunların trend ve mevsimlik hareketler gibi deterministik öğeler içermemesi ge-rekir. Bunu sağlamak için de, Y tve X t dizileri trend ve mevsimlik hare-ketlerden arındırılmalıdır. Bu işlemlerin yapıldığı varsayılan Y t ve X t

değişkenleri için Granger nedensellik sınaması şu iki denklemin kulla-nımıyla yapılabilir (Granger ve Newbold, 1977):

m - Q

Y , = 2 a ,Y t - ı + S b j S t - j + u » . 1 = 1 . 1 = 1

(III.3.8)

X t = S C j X t - j + s d j Y t . . i + Ut2 1 = 1 .1 = 1

54

Burada a , bj, Cj ve dj gecikme katsayıları; m, q, r ve s gecikme dönem-leri; Uı ve u2 de içsel bağıntılı olabilecekleri kabul edlien hata terimleri-dir. Bu denklemlerin tahmininden sonra:

i) Ho: bt = b2 = = b q = 0 hipotezi reddedilir,

Ho: dx = d2 = = d s = 0 hipotezi reddedilmez

ise, X değişkeni Y değişkeninin Granger-nedenidir.

ii) Ho: d t = d2 = = d s = 0 hipotezi reddedilir,

Ho: bı = b2 = = b q = 0 hipotezi reddedilmez ise, Y

değişkeni X değişkeninin Granger-nedenidir.

iii) Yukarıdaki i) ve ii) de ifade edilen her iki hipotez de reddedilir

ise, X ve Y arasında çift yönlü Granger-nedenselliği vardır.

iv) Yukarıdaki i) ve ii) de ifade edilen her iki hipotez de reddedil-mez ise, X ve Y arasında Granger nedenselliği yoktur; bu iki değişken birbirlerinden bağımsızdırlar.

v) (III.3.8) deki denklemler bD ve dD katsayılarını da içerecek şekil-de yazılır ve; Ho: b ı = b 2 = = b q = 0 hipotezi ile birlikte Ho: b o = 0 hipotezi de reddedilir ise, X Y'nin hemzaman nedenidir.

Değinilen hipotezlerin sınanması için, (III.3.8) denklemleri yanında;

Y t = S a,Yt ,, + v t l ,i=ı

(III.3.9)

X t = S C j X t ı-f- Vu .1 = 1

denklemleri de tahmin edilip, ortaya çıkan hata terimi tahminlerinin ka-relerinin toplamları; 2v€ ı ile 2u2 ı ve ile Su2

2 karşılaştırılmaktadır. Bu karşılaştırma Wald veya F-sınaması adı verilen istatistik ile, diğer sı-namalara göre, en iyi şekilde yapılabilmektedir. (Geweke, 1981). Örneğin (III.3.8) deki ilk denklemin b, katsayılarına ilişkin hipotez sınaması için kullanılabilecek F-istatistiği, tahminler n veri kullanarak yapılmışsa, (q)| ve (n-q-m) serbestlik derecelidir;

55

(2V2ı— S u 2 , ) ^ F-îV (q , n-q-m) =

SuE ı /n-q-m (III.3.10)

Açıklandığı şekilde yapılan sınamalarda, örnek dönemi içindeki artık-ların (hata terimi tahminlerinin) karelerinin karşılaştırılması yapılmak-tadır. Oysaki Granger-nedenselliği öngörülere ilişkin bir nedensellik kav-ramıdır. Bundan dolayı Ashley, Granger ve Schmalansee (1980), sınama-larda (III.3.8) ve (III.3.9) denklemlerinden elde edilen katsayı tahminleri-nin kullanımıyla bulunacak öngörü hatalarının karelerinin karşılaştırılma-sının daha uygun olacağını söylemektedirler. Bununla birlikte bu tür sı-nama, özellikle küçük örnekli çalışmalarda, tahminde kullanılan veri sa-yısında sınırlamalar getirdiğinden, Ashley (1981) dışındaki uygulamalara yansımamış görünmektedir.

B. KAPASİTE KULLANIM ORANLARININ TÜRETİLİŞİ

Türkiye imalat sanayii ve alt sektörlerindeki kapasite kullanım oran-ları, 1975 1-1981 III dönemi için türetilmiştir. Adı geçen oranların 1977 III - 1981 III dönemine ilişkin değerleri, DİE'nin eğilim anketleri sonuçla-rından elde edilmiştir. Bu anketler daha önceki dönemlerde yapılmadı-ğından, 1975 I -1977 II dönemi değerleri "zirveden zirveye trend" yöntemi ile bulunmuştur. Daha ayrıntılı olarak açıklanacak olursa:

1)! 1977 III-1981 III Dönemi Değerleri: DİE'nin imalat sanayiinde uyguladığı eğilim anketleri içinde, kapasite kullanım oranlarına ilişkin iki soru bulunmaktadır. Bunlardan biri kapasitenin yüzde kaç oranında kullanıldığını, diğeri de eksik kapasitenin hangi nedenlerden kaynaklan-dığını, sormaktadır. İlk soruya verilecek yanıtlar için şu aralıklardan bi-rinin işaretlenmesi istenmiştir: 0-%39, %40-%59, %60-%79 ve % 80-% 100. Anket sonuçlarından düzenlenen veriler, her bir aralığa düşen (kamu ve özel kesimler ayrı ayrı olmak üzere) firmaların her alt sektördeki yüzdesi şeklindedir ve DİE'nin "Dönemler İtibariyle İmalat Sanayii: İstihdam-Üretim-Eğilim" yayınlarında 1977 III döneminden bu yana yer almakta-dır. Alt sektörler için kapasite kullanım oranlarının türetilişinde, her bir aralığın orta noktası ile her aralığa düşen kamu ve özel firmaların yüz-deleri çarpılmış ve bunlar toplanmıştır. Aralıklar için alınan orta nokta-lar sırasıyla; %20, %50, %70 ve %90'dır. Bu uygulama ile imalat sanayii alt sektörlerindeki kapasite kullanım oranları kamu ve özel kesimler için sıhhatli bir şekilde elde edilebilmektedir, ama, yayınlanan yüzdelerin bir eksikliği vardır: Bunlar ağırlıksız olarak hesaplanmış firma sayısı yüzde-

56

leridir. Dolayısıyla örneğin herhangi bir üretim dalında 50 birim üreten (veya 50 işçi çalıştıran) firma ile 500 birim üreten (veya 500 işçi çalıştı-ran) firmaya aynı ağırlık verilmiş olmaktadır. Bu durumda kaçınılmaz olarak şu varsayım yapılmıştır: Bir alt sektör için verilen sayı yüzdeleri, sektörün genel durumunu yansıtir, ağırlıkların farklılığı sonuçları etkile-mez ve zaten her alt sektör için kamu ve özel sektör yüzdeleri ayrı ayrı verilmiştir. Belirtmek gerekir ki anket uygulaması, kapasite kullanımını ölçmek için kullanılabilecek en iyi yöntemlerden biridir.16 Çünkü firma-ların normal veya tam kapasite üretim düzeylerini en iyi ancak kendile-ri bilebilirler. Bununla birlikte, ağırlıklandırmanın yapılmamış olması, eğer yukarıda yapılan varsayım geçerli değilse, alt-sektörler için türeti-len değerleri sapmalı yapacaktır.

Her alt sektördeki ve özel kesim kapasite kullanım oranları açıklan-dığı şekilde elde edildikten sonra: Her kesimin sektör katma değeri için-deki payı o kesimin sektör ağırlığı olarak alınmış ve bu ağırlıklar kesim kapasite oranları ile çarpılıp toplamları bulunarak alt sektör kapasite kul-lanım oranına ulaşılmıştır. Kamu ve özel kesimlerin alt sektörlerdeki kat-ma değer payları, DİE'nin "Yıllık İmalat Sanayii Anket Sonuçları"ndan elde edilen 1977-1979 dönemi ortalamalarıdır. Alt sektörler oranlarının ağırlıklı ortalaması ile de, toplam imalat sanayii kapasite kullanım oran-ları türetilmiştir. Burada da kullanılan ağırlıklar, DİE'nin yukarıda belir-tilen yayınından elde edilen, toplam imalat sanayii içindeki sektör katma değer paylarının 1977-1979 ortalamalarıdır.

2) 1975 I - 1977 II Dönemi Değerleri: Bu değerler, DİE'nin üretim anketleri sonuçlarındaki üretim miktarları verilerine, Klein ve Summers (1966)'nın önerdiği "zirveden zirveye trend yöntemi" uygulanarak elde edilmiştir. Elde edilen değerleri, anket sonuçlarından türetilenler ile kar-şılaştırabilmek amacıyla, değinilen yöntem 1975 I - 1979 I dönemi için kullanılmıştır. Yöntem, fiyat artış oranlarının hesaplandığı ve Ek A, Tab-lo lA'da verilen tüm maddeleri kapsayacak şekilde şöyle uygulanmış-tır: İlkönce, her madde için 1975 I - 1979 I dönemindeki zirve üretim mik-tarları saptanmıştır. Herhangi bir üretim miktarının zirve miktar ola-rak belirlenebilmesi için, hem kendinden önceki hem kendinden sonra-ki iki dönemindekinden fazla bir değere sahip olması gerekmektedir. Sonra bu zirveler birer trend denklemi ile, ki her birinin eğimi değişik olabilir, birleştirilmiştir. Gerçekleşen üretim miktarlarının trend değerle-rine bölünmesiyle elde edilen oran, kapasite kullanım oranı olarak alın-mıştır. Her madde için bu şekilde elde edilen oranlar, kamu ve özel ke-

ıs Kapasite kullanım oranlarının türetilişinde kullanılan çeşitli yöntemlerin karşı-laştırmalı bir incelemesi için Christiano (1981)'e bakılabilir.

57

sim ayırımı da yapılarak, alt sektörler için toplulaştırılmıştır. Toplulaş-tırmada, her maddenin kendi alt sektörü içindeki katma değerinin 1977 -1979 ortalama payı, ağırlık olarak kullanılmıştır. Katma değer paylarının hesaplanmasında gene, DİE'nin "Yıllık İmalat Sanayii Anket Sonuç la r ın -dan yararlanılmıştır. Aynı kaynaktan, her alt sektörün toplam imalat sa-nayii içindeki 1977-1979 ortalama katma değer payı hesaplanarak ve bu paylar da ağırlık olarak kullanılarak, toplam imalat sanayii kapasite kul-lanım oranları elde edilmiştir.17

Zirveden zirveye trend yöntemi ile ilgili olarak şu noktaların belir-tilmesi gerekir. Bu yöntemde kapasitenin değişmediği, özellikle sermaye stokuna eklemeler yapılmadığı varsayımından hareketle, zirve üretim mik-tarları tam kapasite miktarları olarak alınmaktadır. Dolayısıyla yöntemin ancak aylık veya üç-aylık verilere uygulanması anlamlıdır. Yöntem, ka-pasite kullanımına ilişkin değişmeleri, madde düzeyine inildiğinde, daha sıhhatli olarak yansıtmaktadır.1 8 Nitekim bu yöntem kullanımıyla bulu-nan 1977 III - 1979 I dönemi oranlarının, gıda sektörü dışındaki alt sektör-lerde, hem kamu hem özel kesimler için, anket sonuçlarından elde edilen aynı dönem oranlarına çok yakın olduğu saptanmıştır. Bu nedenle zirve-den zirveye trend yöntemi ile türetilen 1975 I - 1977 II dönemi oranları ile, anket sonuçlarından türetilen 1977 III -1981 III dönemi oranlarının birleştirilmesi uygun görülmüştür. Gıda sektöründeki farklılaşmanın da, özellikle her yılın III. döneminde olduğu izlenmiştir. Bunun nedeni, gıda sektörü içinde önemli bir yer tutan şeker üretiminin III. dönemde çok azalmasıdır. Diğer yandan, şeker üretimi ile ilgili ön işlemlerin (şeker pan-carının hazırlanması gibi) yoğun olduğu bu dönemde şeker üretimi ya-pan firmaların kapasite kullanımlarını üretim azalmasina koşut olarak, düşük göstermedikleri anlaşılmaktadır. Dolayısıyla zirveden zirveye trend yöntemi ile elde edilen gıda sektörü kapasite kullanım oranlarında, 1977 III - 1979 I dönemindeki farklılığı gideren kural uyarınca, gerekli düzelt-meler yapılmıştır.

Anlatıldığı gibi türetilen imalat sanayii, ve alt sektörlerindeki kapasi-te kullanım oranları, EK A Tablo A4'te sunulmuştur. Bu tabloda ayrıca her sektördeki kamu ağırlığını belirleyen oranlar da yer almaktadır. İma-lat sanayii kapasite kullanım oranlan ile üretici fiyat artışlarının zaman içinde nasıl bir seyir izlediklerini birlikte gösterebilmek amacıyla, bu değişkenler Şekil III.2'de sunulmuşlardır. Şekilden de açıktır ki, kapa-site kullanım oranı genelde fiyat artış oranı ile aynı yönde seyretrrıemek-

1 7 Elde edilen sonuçların ayrıntılı bir dökümü yayınlanmamış bir çalışmada yer almaktadır. (Uygur, 1981). Buna rağmen örneğin Aksoy (1978) yöntemi, Türkiye imalat sanayii alt sektör-lerine ilişkin yıllık verilere uygulamıştır.

58

70 -

65 -

III IV I II III IV I II III IV I II IH IV I II m IV I II III IV I II III 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981

tn «D

ŞEKÎL III.2

îmalat Sanayiinde Kapasite Kullanım Oranları ve Üreitci Fiyat Artışları

tedir ve 1980 III dönemine kadar sürekli bir düşme içindedir. Halbuki ay-nı döneme kadar fiyatlar sürekli t ırmanmaktadır. Bununla birlikte bu iki değişken 1980 III döneminden başlayarak aynı yönde seyretmektedirler. Kapasite kullanım oranındaki yüzde değişmelerin, fiyat artışlarını etki-leyip etkilemediğine, etkiliyor ise bu etkinin ne yönde olduğuna ayrıntılı olarak şimdi bakılacaktır.

C. NEDENSELLİK SINAMALARI BULGULARI

1. Fiyat ve Kapasite Kullanım Değişmeleri Arasında Nedensellik

İmalat sanayii ve alt sektörlerindeki kapasite kullanım oranı yüzde değişmeleri ile fiyat artış oranları arasında Grariger-nednselilği olup ol-madığını saptamak için, ilkönce bu değişkenlerin kovaryans-durağanlığı sağlanmalıdır. Adı geçen değişkenler zaten yüzde değişmeler oldukların-dan ve artan boyutlarda bir dalgalanma göstermediklerinden, bunların kovaryans-durağan olduğu söylenebilir. Ek olark bu değişkenlerin olasal olması, yani mevsimlik hareketler ve trend gibi öğelerden arındırılması gerekir. Bunu sağlamak için şu yol izlenmiştir: Değinilen değişkenler; bir sabit terim, mevsimlik hareketler için üç kukla değişken ve trend'i tem-sil eden bir zaman değişkeni içeren regresyon denklemleri ile tahmin edil-mişlerdir. Regresyon denklemlerinden elde edilen artıklar (hata terimle-ri tahminleri) ilgili değişkenlerin trend ve mevsimlik hareketlerden temiz-lendikten sonraki değerleridir. Bu şekilde arındırılmış fiyat artış oranları ve kapasite kullanım oranları yüzde değişmeleri, i sektörü için sırasıyla Dp l t ve Dy+it ile simgelenmiş olsunlar. (IIL3.8) uyarınca bu değişkenler:

m q

Dp i t = S ajDpit_i+ S bjDy+u-j+Uiu i=ı i=ı

(III.3.11)

Dy+it = S CjDy+ it_j + I djDp*-! + u i t 2 .1 = 1 i = ı

denklemleri kullanılarak tahmin edilmişlerdir. Bu denklemlerin tahminin-de başlıca iki sorun vardır. Bunlardan birincisi, tahmin yönteminin belir-lenmesidir.

Um ve u i t 2 hata terimleri içsel bağıntılı iseler, en küçük kareler yön-temi tahmin için uygun olmayacaktır. Hata terimlerindeki içsel bağıntı-nın en belli başlı nedeni Dp l t ve Dy+ l t 'nin kendilerinin içsel bağıntı içer-

60

meleridir. Bu değişkenler için hesaplanan D.W. (Durbin Watson) istatis-tikleri bunlarda genellikle (birinci sıra) içsel bağıntı olmadığını göster-mektedir. Sadece Dp i t 'nin iki sektör için (artı) içsel bağıntı içerdiği sap-tanmıştır. Sektör 383 için D.W. değeri 0.938, sektör 311+2 için 1.258 ola-rak bulunmuştur. Elbette, değinilen hata terimleri başka nedenlerle de içsel bağıntılı olabilirler. Bu nedenle (III.3.11) denklemleri ilkönce en kü-çük kareler yöntemi ile tahmin edilip hata terimlerinin içsel bağıntı içe-rip içermediklerine bakılmıştır.

(III.3.11) denklemlerinin tahmininde ikinci sorun, gecikme sayıları m, q, r ve s'nin belirlenmeleridir. Bu sorunu hafifletmek amacıyla, her sektör için ayrı değerler alabilecek olan m = q = r = s varsayımı yapılmış-tır. m'nin değerini belirlemek üzere, K2 kıstas alınarak, m = l , m = 2 , m = 3 ve m = 4 değerleri ile ilk denklem her sektör için tahmin edilmiştir. So-nuçta K2 'yi en yüksek yapan m değeri seçilmiştir. Ayrıca, hemzaman ne-densellik olabilir düşüncesiyle, ilk denklem Dy+ l t terimini de içerecek şe-kilde tüm sektörler için bir kere daha tahmin edilmiştir. Sonuçta seçilen gecikme sayısı ve tahmine ilişkin diğer özet bilgiler, (III.3.11)'deki ilk denklem için Tablo III.3'te verilmiştir. Bu tablo ayrıca değinilen denkle-min tahminlerinden elde edilen SuBı ve

m

Dp i t = S ajDpit j + v i t l i=ı

denkleminin tahmininden bulunan Ev2! kullanılmasıyla hesaplanan F^r istatistiğini de içermektedir.

Tablo III.3'ten görüleceği üzere, D.W istatistiklerine göre hata terimi Um içsel bağıntılı değildir. Ancak bu istatistik gecikmeli bağımlı değişken içeren denklemlerin hata terimleri üzerinde sınama yapmak için uygun değildir. Bu nedenle, böyle durumlar için Durbin (1970)'in önerdiği h-ista-tistiği hesaplanmıştır. Hesaplama sonunda sadece iki sektörün hata terim-lerinde içsel bağıntının varolduğu saptanmıştır. Bu sektörler Tablo III.3'te x ile işaretlenmişlerdir. İşaretlenen sektörler için, (III.3.11) deki ilk denk-lemin içsel bağıntıyı da dikkate alan bir yöntemle tahmin edilmesi gerek-mektedir ama, diğer sektörlerden nedensellik konusunda yeterince bilgi edinilebildiğinden, bu yola gidilmemiştir. Tablodaki sonuçlara bakıldığın-da şu noktalar dikkati çekmektedir: i) Gecikme katsayılarının toplamları, bir sektör dışında, hep eksi olduğundan, kapasite kullanım oranındaki de-ğişmeler, fiyat artışlarını ters yönde etkilemektedir, ii) Buna rağmen bu etkileme sektörlerin çoğunluğu için istatistiksel olarak anlamlı değildir: F-& istatistiklerine göre, üç sektör için %10 anlamlılık düzeyinde, bir sek-tör için %5 anlamlılık düzeyinde, kapasite kullanım orarimdaki değişmeler

61

fiyatlarda ters yönde bir değişmeye neden olmaktadır. Bu bulguların da-ha geniş bir değerlendirmesini yapmadan, bir soruyu daha yanıtlamak ye-rinde olacaktır.

TABLO III.3

p i t ile y+ıt Arasında Nedenselliğe İlişkin Bulgular [ (III.3.11) 'deki İlk Denklemin Tahmin Sonuçlarıdır. Kullanılan Veri Sayısı 22'dir],

Dy+it İçin Gecikme Gecikme Katsayıları Resresyon İçin Nedensellik İçin

Sektör Sayısı: m Toplamı1 F-İst.2 D.W. F^r-İst.3

3 3 -1 .635 0.497 1.941 0.427 "311+2 2 -0 .555 1.235 1.957 0.713

313 3 -0 .686 1.014 1.553x- 0.608 314 2 -0 .225 1.420 1.684 2.689**

32 3 — 1.384 1.294 1.797 1.344 33 3 —0.499 0.805 2.438 1.616 34 3 -1 .325 0.235 2.160 0.293

351 2 -0 .213 1.349 1.937 0.846 352* 2 -1 .344 -1.608 1.801 2.961**

353+4 3 -1 .172 0.534 1.526 0.539 355+6b 2 -1 .332 1.920 2.031 2.835**

36 3 -1 .794 0.750 2.225 1.499 371 3 0.379 0.445 1.822 0.656 372b 3 -1 .133 3.997 2.113 5.650*

381+2 3 -1 .527 2.059 2.459x 2.149 383 3 -0 .640 1.641 2.056 0.597 384 3 -1 .523 0.847 1.993 1.616

b j=0 durumundaki Dy+ l t terimi de denklemde vardır. ı Dy+ i t teriminin de bulunduğu (b) işaretli sektörelr için toplam, bu terimin kat-

sayısını da içerir. 2 Bu istatistiğin serbestlik derecesi, (b) işaretli sektörlerden 352 ve 355+6 için 5

ve 17, 372 için 7 ve 14, gecikme sayısı iki olan sektörler için 4 ve 18, gecikme sa-yısı üç olan sektörler için 6 ve 15'tir.

3 Bu istatistiğin serbestlik derecesi, (b) işaretli sektörlerden 352 ve 355 + 6 için 2 ve 18, 372 için 3 ve 15, gecikme sayısı iki olan sektörler için 2 ve 19, gecikme sa-yısı üç olan sektörler için 3 ve 16'dır.

x h istatistiğine göre, % 5 anlamlılık düzeyinde içsel bağıntı vardır. * % 5 anlamlılık düzeyinde y+ i t , pit'nin Granger-nedenidir.

** % 10 anlamlılık düzeyinde y+ l t , pjt'nin Granger-nedenidir.

62

TABLO III.4

y+it ile p i t Arasında Nedenselliğe İlişkin Bulgular [(III.3.11)'deki İkinci Denklemin Tahmin Sonuçlarıdır. Kullanılan Veri Sayısı 22'dir].

Dp i t İçin Gecikme Gecikme Katsayıları Regresyon İçin Nedensellik İçin

Sektör Sayısı: m Toplamı1 F-İst.2 D.W. F*-İst .3

3 3 —0.119 1.371 1.753 1.291 311+2 2 0.229 0.698 2.000 0.504

313 3 0.042 1.899 1.763 0.880 314 2 -0 .590 2.166 1.990 1.919

32 3 -0 .543 4.428 2.421 . 5.120* 33 3 0.076 3.242 1.905 2.859** 34 3 0.191 4.525 2.757 4.027*

351 2 —0.136 3.895 2.369 0.637 352b 2 -0 .407 1.596 2.263 2.448

353+4 3 0.253 0.846 1.833 1.376 355+6* 2 -0 .339 1.770 1.644 2.979**

36 3 -0 .052 3.900 1.797 1.081 371 3 -0 .251 1.083 1.930 1.253 372b 3 -0 .576 3.082 1.658 3.152*

381+2 3 -0 .197 1.905 1.905 2.395** 383 3 -0 .459 0.824 2.190 0.693 384 3 —0.464 2.598 2.225 2.640**

b j=0 durumundaki Dp it terimi de denklemde vardır, ı . 2 . 3 Bu açıklamalar Tablo 111.3'tekiler ile aynıdırlar. * % 5 anlamlılık düzeyinde p i t, y+Jt'nin Granger-nedenidir.

** % 10 anlamlılık düzeyinde p it, y+ i t'nin Granger-nedenidir.

Acaba fiyat artışları, kapasite kullanım oranındaki değişmelerin ne-deni olabilir mi? Soruyu yanıtlamak için, (III.3.11)'deki ikinci denklem, ilk denklemin tahminindeki yol izlenerek, tahmin edilmiştir ve sonuçlar Tablo III.4'te sunulmuştur. Bu tablodaki D.W. değerleri hata terimlerinde içsel bağıntı olmadığını ifade etmektedirler ama, daha doğru bir karar vermek için gene Durbin'in h-istatistikleri hesaplanmıştır. Elde edilen h-istatistikleri değerlerine göre, hiçbir sektöre ilişkin hata terimlerinde

63

içsel bağıntı yoktur. Dolayısıyla tabloda sunulan sonuçların tümü, tah-min yöntemi açısından güvenilir sonuçlardır.

Tablo III.4'teki gecikme katsayıları toplamları, bir önceki tablodaki-lerden daha değişik bir görünüm içindedirler. Bazı sektörlerde bu toplam-lar, küçük olsalar da, artıdırlar: Fiyat artışları bu sektörlerde kapasite kullanımında artışa neden olmaktadırlar. Gene de, sektörlerin çoğunlu-ğunda katsayı toplamları eksidir, fakat mutlak olarak bir önceki tablonun eksi değerlerinden küçüktür. Bu olgu fiyatların, kapasite kullanımına kı-yasla daha fazla değiştiğinin göstergesidir. İncelenen konu açısından Tablo III.4'ün Tablo III.3'ten en önemli farkı, fiyat değişmelerinin birçok sek-törde kapasite kullanım değişmelerine neden olduğunu göstermesidir. istatistiklerine göre, üç sektörde %5 anlamlılık düzeyinde, dört sektörde de %10 anlamlılık düzeyinde fiyat değişmeleri kapasite kullanım değişme-lerinin Granger-nedenidir. Bu yedi sektörden beşinde nedensellik artı işa-retli, diğer ikisinde de eksi işaretlidir.

Tablo III.3 ve III.4'e birlikte bakıldığında şu ek gözlemler yapılabilir, i) Sektör 372 ve 355+6 için fiyat ve kapasite kullanım değişmeleri ara-sında eksi işaretli hemzaman nedensellik vardır, ii) Sektör 314 ve 352 için kapasite kullanım değişmeleri fiyat değişmelerinin tek yönlü nedenidir; neden olan değişken bu sektörlerdeki fiyat artışlarına ters bir etki yap-maktadır. iii) Sektör 33 ve 34 için kapasite kullanım değişmeleri fiyat de-ğişmelerinin tek yönlü ve artı işaretli nedenidir, iv) Sektör 32, 381+2 ve 384 için kapasite kullanım değişmeleri fiyat değişmelerinin tek yönlü ve eksi işaretli nedenidir. Bu gözlemlerden ve tabloların genel görünümün-den hareketle, şu genelleme yapılabilir: İki sektör dışındaki imalat sanayii alt sektörlerinin yarısında, kapasite kullanım oranındaki değişmeler ile fiyat değişmeleri arasında tek veya çift yönlü ama eksi işaretli bir neden-sellik ilişkisi vardır. Geri kalan sektörlerde eksi işaret çoğunlukla korun-makta ise de, anlamlı bir nedensellik ilişkisi yoktur. Bunun başlıca ne-deni, Türkiye imalat sanayiinde kapasite kullanımındaki değişmelerin, hem istemdeki değişmeleri hem de üretim darboğazlarını yansıtması ol-malıdır. Kapasite kullanım oranındaki değişmeler, üretimdeki darboğaz-ları yansıttığı oranda, istemde bir değişiklik olmasa da, fiyat artışları ile ters işaretli bir nedensellik ilişkisi içinde olacaktır.

Yukarıdaki bulgular açıkça göstermektedir ki, neoklasik modellerin katsayı sınırlamaları ve öngörüleri Türkiye ekonomisi (Türkiye imalat sanayii) için geçerli değldir. Çünkü bu modellere göre kapasite kullanım oranındaki değişmeler tümüyle istemdeki değişmeleri veya istem şokla-rını yansıtırlar. Halbuki gerçek ekonomilerde istem şokları yanında sunum şokları da yaşanmaktadır ve bu ikinciler de kapasite kullanım oranlarına yansırlar. Nitekim Froyen ve Waud (1980), Lucas (1973) modelindeki (ve

64

onun uzantısı Cukierman ve Wachtel (1979) modelindeki) bazı sınırla-maların on sanayileşmiş batı ülkesi için geçerli olmadığını saptamışlar ve bunun sunumdaki şokların dikkate alınmamasından kaynaklandığı sonu-cuna varmışlardır. Sanayileşmiş ülkeler için önemli olan sunum şokları, Türkiye gibi ekonomilerde çok daha önemlidir.

Kapasite kullanım oranları veya bunlardaki değişmeler, fiyatlama davranışlarını açıklamaya yönelik birçok çalışmada istem değişmelerini yansıtan değişken olarak kullanılmışlar ve fiyat denklemlerinde genellik-le anlamlı bulunmamışlardır. (Örneğin, Aksoy, 1978; Hail, 1980; Saunders, -1981). Bu olguyu bazı araştırıcılar kapasite kullanım oranının istemdeki değişmeleri yansıtmadığı şeklinde, bazıları ise istemdeki değişmelerin fi-yatları etkilemediği şeklinde, yorumlamışlardır. Örneğin, Aksoy (1978; Bölüm V), Türkiye imalat sanayiindeki fiyatlama davranışlarını açıkla-yan çalışmasında, kapasite kullanım oranı katsayısının eksi ve anlamsız çıkmasını, ikinci şekilde yorumlamıştır. Aksoy bundan hareketle, Türki-ye imalat sanayiinde sabit bir mar j la maliyet (mark-up) fiyatlaması ya-pıldığı yargısına varmıştır. Yukarıdaki açıklamalar ışığında, bu yargının doğru olmadığı açıktır. Kaldıki, Nordhaus (1972)nin gösterimine göre sa-bit marj l ı maliyet fiyatlaması sadece ölçeğe göre sabit getirinin olduğu tam rekabetçi piyasalardaki firmalar için eniyi (optimum) fiyatlama dav-ranışıdır.

Yukarıdaki bulguların ışığında, iktisat politikasına ilişkin şu önerme de yapılabilir: Türkiye'de enflasyon ile savaşımı amaçlayan bir iktisat po-litikası, diğer önlemler yanında, kapasite kullanımını arttırıcı önlemler ile etkin olabilecektir. Çünkü kapasite kullanımındaki artışlar genelde fi-yat artışlarını düşüren bir etki yapmaktadır.

2. Petrol Fiyatları ve Para Miktarı Değişmeleri ile Fiyat Değişmeleri Arasında Nedensellik İlişkileri

Türkiye imalat sanayiindeki üretici fiyat değişmeleri ile para mik-tarı değişmeleri arasındaki nedensellik ilişkisine şu denklemlerin tahmi-ni ile bakılmıştır;

m m Dp t = 2 a jDpt- j + 2 b jDmt - j+Ut ı

i=ı i=ı

(III.3.12)

m m

D m , = S C j D m t - j + 2 d i D p t - j + u t 2 1=1 1=1

65

Burada, Dp t mevsimlik hareketlerden ve trend'den yukarıda açıklanan yöntemle arındırılmış toplam imalat sanayii üretici fiyat artış oranıdır. İmalat sanayiinin alt sektörleri kapsam dışı tutulmuşlardır. Dm, gene mevsimlik hareketlerden ve trend'den arındırılmış para miktarı Ml'deki artış oranıdır. Para miktarı olarak Ml' in seçilişinde, hem bu değişkene ilişkin verilerin elde edilişindeki kolaylık (örneğin para bazına göre) hem de daha açık ve üzerinde anlaşılan bir para miktarı tanımı (örneğin M2'ye göre) olmasıdır.19

Petrol ve türemleri sektöründeki fiyat artışları ile diğer imalat sana-yii fiyat artışları arasındaki nedensellik ilişkisine ise, şu denklemlerin tah-mini ile bakılmıştır;

m m

Dpo t = S ajDpot-j + S bjDppt- j + u n 1 = 1 1 = 1 "

(III.3.13)

Dppt = E CjDppt-j + S djDpo t- j + ^ .1=1 .1=1

Burada, Dpo t mevsimlik hareketlerden ve trend'den temizlenmiş petrol ve türemleri dışındaki imalat sanayiinde üretici fiyat artış oranlarıdır. Tah-minlerde imalat sanayiinin alt sektörleri düzeyine inilmemiştir. Dpp t ise gene mevsimlik hareketlerden ve trend'den arındırılmış petrol ve türem-leri sektörü üretici fiyat artış oranlarıdır.

(III.3.12) ve (III.3.13)'teki denklemler en küçük kareler yöntemine göre tahmin edilmişlerdir, çünkü h-istatistiklerine göre bu denklemlerin hata terimleri içsel bağıntı içermemektedir. Gecikme katsayısı m'nin be-lirlenmesinde, daha önce yapıldığı gibi, m = l , m = 2 , m = 3 ve m = 4 değer-leri denenmiş ve H2 'yi en yüksek yapan m değeri seçilmiştir. Değinilen denklemlerin tahmin sonuçları ve nedensellik sınamalarında kullanılan F& istatistikleri Tablo III.5'te sunulmuştur. Tablodan da görüleceği üzere, para miktarındaki değişmelerin imalat sanayii fiyat artışlarına neden ol-duğu şüphelidir: istatistiği, ancak %15 anlamlılık düzeyinde bir ne-densellik ilişkisi belirlemektedir. Diğer yandan, imalat sanayii fiyat ar-tışlarının para miktarında artışlara neden olmadığı kesin söylenebilir.

Neftçi (1980), Ticaret Bakanlığı Toptan Eşya Fiyatlarındaki değişme-lerle para bazındaki değişmeler arasında aylık veriler kullanarak Sims-ne-

19 Çeşitli para miktarı tanımları ve bunların ekonomik modellerdeki kullanılışına ilişkin tartışmalar için Miller (1981)'e bakılabilir.

66

TABLO III.5

p t ile m t ve po t ile pp t Arasında Nedenselliğe İlişkin Bulgular [(III.3.12) ve (III.3.13) Denklemlerinin Tahmin Sonuçlarıdır.

Kullanılan Veri Sayısı 22'dir].

Açıklayan Değişken Gecikme Regresyon

Bağımlı İçin Gecikme Katsayıları İçin Değişken Sayısı: m Toplamı1 F-İst.2

Nedensellik İçin

D.W. F^-İs t .3

Dp t

Dm, 3 3

1.213 0.179

1.362 1.936 2.090 0.970 1.922 1.202

Dpo tb

Dpp tb

1 1

0.327 1.627

6.130 2.097 6.571* 5.222 2.019 7.441*

b Üçüncü denklemde Dppt, dördüncü denklemde Dpot terimleri de vardır, ı Dppt ve Dpot terimlerinin de bulunduğu (b) işaretli sektörler için toplam, bu

terimlerin katsayılarını da içerir. 2 Bu istatistiğin serbestlik derecesi, birinci ve ikinci denklemler için 6 ve 15, üçün-

cü ve dördüncü denklemler için 3 ve 20'dir. 3 Bu istatistiğin serbestlik derecesi, birinci ve ikinci denklemler için 3 ve 16, üçün-

cü ve dördüncü denklemler için 2 ve 19'dur. * % 5 anlamlılık düzeyinde pot ile ppt arasında hemzaman nedensellik vardır.

denselliği sınaması yapmış ve bu değişkenler arasında, %5 anlamlılık düT

zeyinde, çift yönlü bir nedensellik olduğu sonucuna varmıştır. Bununla birlikte Neftçi, Türkiye'deki enflasyon olgusunun tümüyle parasal olduğu hipotezini reddetmekte ve başka etkenlerin de fiyatları etkilediğini söyle-mektedir. Diğer etkenler arasında özellikle dışarıdan alınan petrol'ün fi-yatındaki hızlı artış, politik kökenli destekleme fiyat artışları ve hava koşullarındaki farklılıklar sayılmaktadır. (Neftçi, 183-184). Neftçi'nin kul-landığı fiyat verilerinin, özellikle tarımsal ürün fiyatlarını içermesi do-layısıyla, daha mokro düzeyde olduğunu vurgulamak gerekir.

•

imalat sanayiindeki fiyat artışları genel fiyat artışlarının bir bölü-münü oluşturduğundan ve Tablo III.5'teki sonuçlara göre, parasalcı görü-şün fiyatlar konusundaki savı hakkında bir yargıya varılamamaktadır. Ancak şu noktanın belirtilmesi gerekir. Türkiye imalat sanayiindeki fir-malar, kısa dönem harcamaları için bile, büyük ölçüde dış mali kaynak kullanımına yöneliktirler. Dolayısıyla para miktarındaki artış, krediler kanalıyla, kapasite kullanımını olumlu yönde ve böylece de fiyat artışla-

n

rını yavaşlatıcı yönde etkileyebilmektedir. Diğer yandan, para miktarın-daki artış, istem artışına yol açtığından, fiyat artışlarını hızlandırıcı yön-de etkileyebilmektedir. Ters yönlü bu iki etki, para miktarı artışı ile ima-lat sanayii fiyat artışı arasındaki ilişkiyi, parasalcı görüşün savının ak-sine, daha karmaşık yapmaktadır.

Neoklasik modellerden Barro (1976)'nın modelindeki i piyasası denge fiyat çözümü, denklem (II.3.21) 'den şöyle yabılabilir:

lnP i t = l n M t l + hm t + U t

Burada önemli olan değişken, beklenmeyen para miktarı artış oranı m t 'dir. m t 'n in ölçülebilmesi zordur. Ancak, belki de biraz zorlamayla, şöyle bir düşünce geliştirilebilir. (III.3.12)'deki Dm,; para miktarı artışları ile bir sabit, mevsimlik hareketler için üç kukla değişken ve bir zaman değişkeni arasındaki regresyon denkleminden elde edilen artıklardır. Şimdi, eğer firmaların para miktarı artışına ilişkin bekleyişlerini böyle bir regresyon denklemine göre oluşturdukları varsayılırsa, elde edilen artıklar beklen-meyen para artışlarını temsil edecektir. Bu varsayımla Dm, ile beklenme-yen para artışları m t aynı anlama geleceklerdir. Belirtmek gerekirki, de-ğinilen regresyon denkleminin para miktarındaki değişmeleri açıklama gücü, kukla değişkenlerin katkısı ile, düşük değildir: K'2 0.512 olarak bu-lunmuştur. Diğer yandan lnP i t 'nin, kovaryans-durağanlığı sağlamak için ilk farklarının alındığı ve ayrıca mevsimlik hareketler ve trend'den temiz-lendiği düşünülürse, elde edilen değişken (III.3.12)'deki Dp i t 'nin aynı ola-caktır. Böylece de, (II.3.12) denklemleri, Barro fiyat denklemine ilişkin bir sınama aracı olarak görülebileceklerdir. Ancak gene de, Tablo III.5'te-ki sonuçlara göre, Barro modelinin geçerliliği hakkında kesin bir yargıya varılamayacaktır.

Petrol fiyatlarının imalat sanayiindeki diğer fiyatlar üzerindeki et-kisine gelince. Tablo III.5'teki F& istatistiklerinden izlenebileceği gibi, bu değişkenler arasında güçlü bir hemzaman nedensellik ilişkisi vardır. Diğer bir deyişle, petrol fiyatlarındaki artış diğer fiyatlara, büyük bölümü aynı dönemde olmak üzere, engeç bir dönem sonra yansıtılmaktadır. Diğer fi-yatlardaki artış da petrol fiyatlarını etkilemektedir. Bu ikinci etki şöyle açıklanabilir: İmalat sanayiindeki fiyat artışları genel fiyat artışlarının önemli bir bölümünü oluşturduklarından, bunlar Türk lirasının dolar kar-şısında değerinin düşmesine yol açmakta ve bu da sonuçta petrol fiyat-larının, Türk lirası cinsinden, artmasına yol açmaktadır. Kısacası, petrol fiyatlarındaki artış firmalarca satış fiyatlarına yansıtılmakta ve bunun etkisi, döviz kurları kanalıyla, tekrar petrol fiyatlarında görülmektedir. Bu sonuç, Friedman (1974) te ifadesini bulan neoklasik görüşün doğrulan-

68

madiğim belirlemektedir: Bazı piyasalardaki fiyat artışları, genel fiyat-larda da artışlara neden olmaktadır.

III.4. SONUÇ

Türkiye'de yayınlanan fiyat verileri, neoklasik makroiktisat'ın bazı varsayım ve önermelerini sınayabilmek için yeterli değildir. Bu nedenle DİE'nin anket sonuçlarından yararlanılarak imalat sanayii ve alt sektör-leri için üretici fiyatları artış oranları türetilmiştir. Türetilen bu veriler ile ilkönce neoklasik modellerle yapılan göreli fiyatlardaki değişmeye ve fiyat artışlarının dağılımına ilişkin varsayımların geçerli olup olmadığına bakılmıştır. Yapılan sınamalar sonucunda fiyat artışları dağılımının nor-mal olmadığı ve bazı göreli fiyatların, incelenen dönem içinde, diğerleri-ne kıyasla daha fazla arttığı saptanmıştır. Bu iki durumun, ekonomideki bazı fiyatların diğerlerine göre daha katı olmasından kaynaklandığı ve dolayısıyla neoklasik modellerdeki gibi tüm fiyatların aynı esneklikte ol-duğunun varsayılamayacağı yargısına varılmıştır.

Neoklasik modellerdeki varsayımlardan sonra, bu modellerin fiyat denklemlerinde öngörülen bazı etkilenmelerin ve katsayı işaretlerinin ge-çerli olup olmadıklarına, nedensellik sınamaları yoluyla bakılmıştır. Fi-yat denklemlerinde yer alan kapasite kullanım oranları değişkeninin ima-lat sanayii ve alt sektörleri için türetilişinin açıklanmasının ardından, bu değişken ile fiyat artışları arasındaki nedenselliğin niteliği belirlenmiştir. Nedensellik ilişkileri bulgularından görülmüştür ki, neoklasik modellerde öngörülenin aksine, kapasite kullanım oranındaki değişmeler ile fiyat ar-tışları arasında ya ters yönlü bir etkilenme vardır veya etkilenme yoktur. Bu olgunun açıklanması şöyle yapılmıştır: Neoklasik modellerde kapasite kullanım oranındaki değişmeler tümüyle istemdeki değişmelerden veya istem şoklarından kaynaklanmaktadır. Halbuki kapasite kullanım oranın-daki değişmeler, istem şokları yanında sunum şoklarını veya üretim dar-boğazlarını da yansıtmaktadır. Üretim darboğazlarının ağır bastığı bir or-tamda, kapasite kullanım değişmeleri ile fiyat değişmeleri arasında ters yönlü bir nedensellik ilişkisinin olması doğaldır.

Yapılan bu açıklama, DİE eğilim anketleri sonuçlarmca da doğrulan-maktadır. Şöyleki, imalat sanayiinde eğilim anketlerine yanıt veren 2000 dolayındaki firmadan, 1977 III - 1980 III döneminde, ortalama %60'ı tam kapasite ile çalışamama nedeni olarak hammadde, enerji ve mali kaynak yetersizliklerini belirtmişlerdir. Aynı dönemde, tam kapasite ile çalışma-mayı istem yetersizliğine bağlayan firma sayısı toplamin ortalama %20'si dolayındadır. Gerçi 1980 III -1981 III döneminde hammadde, enerji ve ma-

69

li kaynak yetersizliğini belirten firma sayısı toplamın %50'sine düşmüş, istem yetersizliğini belirten firmaların oranı da %30'un üzerine çıkmıştır ama, üretim sorunları önemini korumaktadır. Dolayısıyla, enflasyon ile savaşımı amaçlayan bir iktisat politikasının, diğer önlemler yanında, üre-t im darboğazlarını gidermeye ve kapasite kullanımını art t ırmaya özen göstermesi gerekmektedir.

Nedensellik sınamaları sonucunda ayrıca imalat sanayiindeik fiyatla-rın para miktarından etkilendiği ama bu etkinin zayıf olduğu görülmüş-tür. Diğer yandan petrol fiyatlarındaki artışların, imalat sanayiinde fiyat artışlarıne neden olduğu kesin olarak söylenebilmektedir.

Bu bölümdeki sınamalara temel teşkil eden neokiasik modellerin fi-yat denklemleri, hem bekleyişlerin rasyonel hem de doğal bir üretim düzeyi olduğu hipotezlerini başlangıçta kabul eden denklemlerdir. Böy-lece bu denklemlerin sınanması iki hipotezin birlikte sınanması anlamı-na gelmektedir. Bekleyiş değişkenleri bu modellerde doğrudan kullanılır-sa, bunların öngörüleri geçerli olabilecek midir? Diğer bir deyişle bekle-yişlerin rasyonelliği ve doğal oran hipotezleri ayrı ayrı sınanırsa, neokia-sik modellerin geçerliliği hakkında neler söylenebilecektir? Bu soruların yanıtları Bölüm IV'te aranmaktadır.

70

BÖLÜM IV

İMALAT SANAYİİNDE ÜRETİCİ FİYAT DEĞİŞME BEKLEYİŞLERİ VE BUNLARA İLİŞKİN SINAMALAR

Türkiye'de, imalat sanayiindeki firmaların birçok değişkene ilişkin bekleyişlerini yansıtan veriler yayınlanmaktadır. Bu veriler sayısal bek-lentiler olmamakla birlikte, beklenen değişmenin yönünü göstermektedir-ler ve 2000'in üzerinde firmanın, üç ay sonrasını nasıl değerlendirdiklerini açıklığa çıkarmaktadırlar. Bununla birlikte, belirtilen bilgilerden ne araş-tırma kurumlarının ne de iktisat politikası belirleyicileri ve uygulayıcıla-rının yararlanmadıkları bilinmektedir. Ayrıca bu verilerin DİE tarafın-dan yayınlanışı, kısa bir zamana sığdırılabileceği halde, o kadar gecikme-lidir ki, yayınlandıklarında anlamlarını yitirmiş olmaktadırlar. Bu bö-lümde, değinilen verilerden fiyat bekleyişlerine ilişkin olanlar, sayısal fi-yat artışı bekleyişi serisi türetilmek üzere kullanılmaktadır. Sayısal fiyat artışı bekleyişleri, daha önce bu konuda yapılan çalışmalardan farklı ve daha anlamlı olduğu savunulan bir yöntemle türetilmektedir.

Türetilen sayısal bekleyiş verilerinden ilkönce, bekleyişlerin rasyonel olup olmadığı sınamasını yapmak amacıyla yararlanılmaktadır. Ayrıca bekleyişlerin, birçok çalışmada varsayıldığı gibi, daha önceki dönemlerin fiyat artışlarının belli bir ortalaması ile temsil edilmelerinin anlamlı olup olmadığına bakılmaktadır. Sonra da, neoklasik makro-iktisatın temel denk-lemi olan Lucas sunum denklemi bir kere daha incelenmektedir. Bekle-yişlerin doğrudan bu denklemde yer alması ile, rasyonel bekleyişler hipo-tezinden ayrı olarak ve bu hipotez doğrulanmış bile olsa, doğal oran hi-potezinin geçerliliği sınanmış olmaktadır.

IV.l. NİTELİKSEL BEKLEYİŞ VERİLERİNDEN NİCELİKSEL BEKLEYİŞ VERİLERİNİN TÜRETİLİŞİ

Birçok Avrupa ülkesinde 1950'lerin başından başlayarak her ay, Tür-kiye'de de 1977 III döneminden bu yana üç ayda bir, imalat sanayiindeki

71

firmaların faaliyetlerine ilişkin eğilim anketleri düzenlenmektedir. Bu an-ketlerde firmalara, gerçekleşen ve beklenen üretim, satışlar, stoklar, sipa-rişler, satış fiyatları, hammadde fiyatları ve işçi ücretleri konusunda so-rular sorulmaktadır. Firmaların bu sorulara yanıtları, gerçekleşen değiş-kenler için arttı, aynı kaldı veya azaldı şeklinde vermeleri istenmektedir. Beklenen değişkenler için ise yanıtların, artacak, aynı kalacak veya azala-cak şeklinde olması istenmektedir. Anketlere verilen yanıtlar, imalat sa-nayii alt sektörleri düzeyinde biraraya getirilmekte ve her alt sektörde, gerçekleşen değişkenler için, arttı diyen firmaların yüzdesi aynı kaldı diyen firmaların yüzdesi ve azaldı diyen firmaların yüzdesi yayınlanmaktadır. Beklenen değişkenler için de aynı şekilde, artacak diyenlerin yüzdesi, ay-nı kalacak diyenlerin yüzdesi ve azalacak diyenlerin yüzdesi yayınlan-maktadır.

Bu tür eğilim anketlerinde hem sorulan sorular, hem de istenen ya-nıtlar çok basit olduğundan, yanıtların güvenilir oldukları kabul edilmek-tedir. Ayrıca, anket sonuçlarının düzenlenmesi de fazla zaman almadı-ğından, veriler kısa zaman içinde yayınlanabilmektedir. Örneğin Avrupa Ekonomik Topluluğuna üye ülkelere ilişkin veriler, Topluluk Komisyonun-ca (Commission of the European Communities) sonuçlar alındıktan sonra 15-20 gün içinde yayınlanmaktadır. Bu verilerden, hem sanayiinin genel gidişi hem de firmaların beklentileri konusunda özet bilgiler kısa zaman içinde elde edilmektedir. Değinilen verilere gösterilen ilgi, günlük gaze-telere yansıyacak kadar fazladır. Elbette iktisat politikalarının oluşturul-masında bu bilgilere de başvurulmaktadır.

Türkiye'de ise değinilen veriler dokuz aylık-bir yıllık bir gecikme ile yayınlanabilmektedir. Çünkü bunlar, üretim ve istihdam anketleri sonuç-ları ile birarada yayınlanmaktadır ve değinilen sonuçlar ayrıntılı mik-tar, değer, çalışan işçi sayısı, çalışılan işçi-saat toplamı gibi bilgiler içer-mektedir. Haliyle, eğilim anketlerinden elde edilen bilgiler, amacına ulaş-mamaktadır. Gelecek üç aydaki değişmelere ilişkin bekleyiş verilerinin bir yıl sonra yayınlanmasının anlamı yoktur.

Bekleyişlere ilişkin eğilim anketlerinin Avrupa'da 1950'den başlaya-rak yapılması, iktisat kuramcılarının konuyu bu dönemde arka plana it-melerine rağmen, iktisat politikası uygulayıcılarının bekleyişlere önem verdiğini göstermektedir. Aslında tüm iktisatçıların konuyu arka plana ittiği söylenemez. Örneğin Henri Theil 1952'den başlayarak eğilim anket-leri sonuçlarını kullanarak ayrıntılı araştırmalar yapmış ve bunları Theil (1961)'de toplamıştır. Theil'in araştırmalarında sorduğu sorulardan biri de şudur: Acaba anket sonuçlarında yer alan bekleyişlere ilişkin artacak, aynı kalacak ve azalacak yüzdelerinden, ilgili değişkende sayısal olarak

72

ne kadar değişme beklendiği elde edilebilir mi? Diğer bir deyişle, nitelik-sel olan bekleyiş verilerinden, sayısal bekleyiş verileri türetilebilir mi? Bu soruya olumlu bir yanıt verilebilirse, satış fiyatlarına ilişkin artacak, aynı kalacak ve azalacak yüzdelerinden, fiyat bekleyişlerinin sayısal de-ğeri elde edilebilecektir.

A. YÖNTEM SORUNLARI

Herhangi bir alt sektörde t döneminde fiyatlar artacak diyenlerin yüz-desi A t, aynı kalacak diyenlerin yüzdesi B t ve azalacak diyenlerin yüzde-si C t olsun. Şöyle bir düşünce geliştirilebilir: A ne kadar büyük ise, fiyat-lar o kadar yüksek oranda artacak beklentisi vardır. Çünkü oran yüksel-dikçe beklenti tepkisi artış yönünde daha yaygın olacaktır. Aynı şekilde, C ne kadar büyük ise fiyatlar o kadar fazla oranda düşecek beklentisi var-dır. Bu iki olgu şu şekilde biraraya getirilebilir:

D t = A t - C t

Theil D'yi "denge istatistiği" (balance statistic) olarak tanımlamaktadır ve bu istatistiğin ortalama fiyat artış oranı beklentisi ile yakın bir ilişki içinde olacağını söylemektedir. (Theil, 1961: 104). Bu noktadan hareket-le Theil ve diğer araştırıcılar örneğin t dönemi için beklenen ortalama fiyat artış oranı Ep t yerine D t 'yi kullanarak denklemler tahmin etmişler-dir.1 Ancak hem Theil hem başkaları (örneğin Thonstad, 1963) tarafın-dan gösterilmiştirki, sayısal değer yerine denge istatistiğinin kullanılma-sı, katsayı tahmininin yorumunu zorlaştırmaktadır. Örneğin Ep t yerine D t kullanılarak elde edilen katsayı tahmini, Ep t 'nin katsayısının işareti hakkında bir fikir vermekte ise de, katsayının büyüklüğü hakkında bir fikir edinebilmek için Ept'yi oluşturan verilerin dağılımı konusunda bir varsayım yapmak zorunluluğu vardır. Bu varsayım yapılmadığında Ep t

ile D t arasında nasıl bir ilişki olduğu bilinemeyecektir.

Değinilen ilişkinin niteliğini ortaya çıkarmak amacıyla Theil (1961: 325), sayısal değer için tekdüze (uniform) dağılım varsayımının yapılabi-leceğini ve bu durumda örneğin Ep t ile D t arasındaki ilişkinin,

E p t = a D t

olacağını göstermektedir. Burada a, tekdüze dağılımın uzaklık (range) katsayısının yarısıdır.

ı Theil (1961: Bölüm 6); Thonstad ve Jochems (1961); Tompkinson (1981). Klein ve Moore (1981a), (1981b) denge istatistikleri kullanımıyla ekonomideki devresel hareketlerin öngörülebileceğini açıklamaktadırlar.

73

Theil ayrıca niteliksel veriler ile sayısal veriler arasındaki ilişkinin denge istatistiği kullanılmadan ve doğrudan sayısal verilerin dağılımı hak-kında bir varsayım yapılarak da elde edilebileceğini söylemektedir. (Theil, 1966: 331-336). Varsayılan dağılım içinde "aynı kalacak" diyen firmalar yüzdesinin anlamlı bir şekilde yer alabilmesi için, "aynı kalacak" ifade-sinin sıfır anlamında değil, eksi bir küçük sayı ile artı bir küçük sayı ara-sında bir değer anlamında algılanması gerekmektedir. Şöyle ki, değinilen eksi sayı d : artı sayıda d2 olsun. Fiyatlar artacak diyenler, d2 'den büyük bir fiyat artışı bekleyenlerdir; fiyatlar azalacak diyenler dj'den mutlak olarak büyük bir fiyat düşüşü bekleyenlerdir; fiyatlar aynı kalacak di-yenler de, dı ile d2 arasında bir beklentisi olanlardır. Theil, d2—dı aralığı-nı "farksızlık aralığı" (indifference interval) olarak tanımlamaktadır.

Şimdi, Ep t 'nin elde edildiği sayısal değerlerin X t ile simgelendiği var-sayılsın. X değişkeni için artacak, azalacak ve aynı kalacak diyenlerin yüzdeleri, yani sırasıyla A, C ve B, X değişkeninin yığılmalı dağılım iş-levi F (x) cinsinden şöyle ifade edilebilirler;2

dı C = F (dı) = J f (x) dx (IV.1.1.)

— oo

d2 A = 1 - F (d2) = 1 - J f (x) dx (IV.1.2)

— oo

B = F ( d 2 ) - F (dı) - (IV.1.3)

Burada f (x), X değişkeninin sıklık işlevidir. Yukarıdaki üçüncü eşitlik, ilk ikisinden bağımısz değildir, çünkü tanım gereği A + B + C = l ' d i r . Do-layısıyla A ve B yüzdeleri ile X değişkeni arasında bir ilişki kurabilmek için ancak iki denklem kullanılabilir. Örneğin X değişkeninin normal da-ğılımlı olduğu varsayılsın. Bu durumda f (x), X'in ortalaması Ep t 'yi ve varyansmı içerecektir ve bunlar bilinmemektedir. Ayrıca dı ve d2 'de bi-linmemektedir. Böylece Ep t 'yi A ve B cinsinden çözmek olanaksızdır, zi-ra iki denklem ve dört bilinmeyen vardır. Bilinmeyenlerden birisi, dx ile d2 'nin mutlak olarak eşit oldukları yani d ı=— h ve d 2 = h , varsayımıyla elenebilir. Fakat gene de üç bilinmeyen ve iki denklem vardır. Theil bu durumda, denge istatistiği için yaptığı varsayıma dönmekte ,yani bilin-meyen olarak sadece uzaklık katsayısını içeren tekdüze dağılımın sıklık işlevini kullanmaktadır.

2 Konunun burada anlatılışı, biçim olarak Theil (1966)'dan farklıdır.

74

Theil'in değinilen katkılarının üzerinden bir hayli zaman geçip bek-leyişler konusu tekrar önem kazanmaya başladığında, birbirlerine yakın zamanlarda yayınlanan (ve birbirlerinden bağımsız oldukları belirtilen) üç çalışma görülmektedir: Knöbl (1974), Carlson ve Parkin (1975) ve De Menil ve Bhalla (1975). Bu üç çalışmada da A t, B t ve C t yüzdelerin-den Ep t 'nin elde edilişi amaçlanmaktadır ve uygulanan yöntemler aşağı yukarı aynıdır. Özetlenecek olursa: Theil'in (IV.1.1) ve (IV.1.2) denklem-lerindeki X değişkeni standardize edilmiş ve y ile simgelenmiş olsun:

y t = ( X t - E p t ) /s t

Burada s t X t 'nin standart sapmasıdır, y değişkeninin sıklık işlevi de g (y) olsun. Ayrıca, değinilen denklemlerdeki d, ve d2 için, d, = — h ve d 2 = h varsayımları yapılsın, bu durumda;

C t = A (x) dx = f g (y) dy —--OO —oo

h a t At = 1 - s f (x) dx = 1 - ; g (y) dy

— oo —oo

eşitlikleri geçerli olacaktır.3 Burada c t, C t yüzdesine karşılık gelen y t de-ğeri, a t ise 1—At yüzdesine karşılık gelen y t değeridir. Böylece y t = c t iken X t = — h ve y t = a t iken X t = h demektir. Dolayısıyla:

y t = c t = ( - h - E p t ) / S t . (IV.1.4)

y t = a t = ( h - E p t ) / s t (IV.1.5)

Bu iki denklem Ep t ve s t için çözülürse,

E p t = - h ( a t + c t ) / a t - c t : (IV.1.6)

s t = 2 h / a t - c t (IV.1.7)

Şimdi, a t ve c t sırasıyla 1—At ve C t yüzdelerine karşılık gelen y t de-ğerleri olduğuna göre, X değişkeni için bir dağılım varsayımı yapılmalı-dır ki, bu dağılımın tablosundan a t ve c t sayıları bulunabilsin. Ep t 'nin el-

3 Denklem (IV. 1.3.) kullanılmamaktadır, çünkü ilk iki denklemden bağımsız de-ğildir.

75

de edilmesi için geriye bir de farksızlık aralığının sınırlarını belirleyen h değerini saptamak kalmaktadır. Değinilen her üç çalışmada da, X değiş-keninin normal olarak dağıldığı varsayılmaktadır. Böylece standart nor-mal tablosundan 1—At ve C t yüzdelerine karşılık gelen z değerleri, a t = z u ve c t =z 2 t , bulunabilecektir, h değerini saptarken Knöbl, Ep t 'yi gerçek-leşen ortalama fiyat artışı p t 'ye ençok yaklaştıran değeri bulmaktadır. Carlson ve Parkin, inceledikleri dönem içinde Ep t 'nin ortalama olarak Pt'ye eşit olacağı varsayımını yaparak ve (IV.1.6)'yı kullanarak,

h = S P t / S [ ( a t + C t ) / a t - C t ]

tahminini almaktadırlar. De Menil ve Bhalla ise, sayısal bekleyiş verile-rinden elde edebildikleri s t tahmininden yararlanmaktadırlar.

Görüldüğü gibi Knöbl'de ve Carlson ve Parkin'de h'nin saptanışı ve-rilerden veya ek bilgilerden kaynaklanmayan varsayımlara dayanmakta-dır. Özellikle Ep t 'nin belli bir dönemde p t ile, ortalama olarak da olsa, eşitleneceğini baştan kabul etmek güçtür. Normal dağılım varsayımı da kolay kabul edilemez.4 Bölüm III.2'de fiyat artışlarının normal dağılım göstermediği, hem bu çalışmanın verilerine dayanarak hem de diğer ça-lışmaların bulgularına dayanarak açıklanmıştı. Beklenen fiyat artışları için de durum farklı değildir. Carlson (1975), sayısal bekleyişleri kulla-narak yaptığı araştırmada, fiyat artışları bekleyişlerinin normal olarak dağılmadığını, enflasyon oranının düşük veya eksi olduğu dönemlerde dağılımın sola çarpık, yüksek olduğu dönemlerde sağa çarpık olduğunu saptamıştır. Diğer yandan Defris ve Williams (1979) ve Saunders (1980), beklenen fiya tartışları ortalaması ile standart sapması arasında yakın bir ilişki gözlemişlerdir. Bölüm III.2'de belirtildiği gibi bu ilişki dağılımın normal olmadığına işarettir.

Beklenen fiyat artışlarının normal dağılmadığı, niteliksel bekleyiş ve-rilerinden sayısal veriler türetmeye yönelik bazı çalışmalarda dikkate alınmaktadır. Örneğin Wachtel (1977), dağılımın logaritmik normal oldu-ğunu varsaymıştır. Ancak h için herhangi bir açıklama getirmediği bir değer seçmiştir. Batchelor (1981), "kararlı yasalar" (stable laws) olarak bilinen ve normal dağılım yanında, normal dağılımdan daha çarpık ve/ve-ya sivri dağılımları da içerebilen, bir asimtotik dağılım varsayımı yap-maktadır. Bu dağılım yasalarının bir kusuru vardır: İkinci momentleri ve dolayısıyla varyans ve standart sapmaları tanımlanamamaktadır. (Fa-ma ve Roll, 1968). Bunun gerisinde, bazı değişkenler ikinci momentleri

4 Özellikle Carlson ve Parkin (1975) çalışmasına ilişkin eleştiriler için, Foster ve Gregory (1977) ye bakılabilir.

76

bulunamayacak kadar aşırı değişme gösterir varsayımı yatmaktadır. Bir sektörde veya bir ekonomide bekleyişlerin, ikinci momentleri elde edile-meyecek kadar çok farklılık gösterdiklerini kabul etmek güçtür. Bilinen bir olgudur ki, bekleyişler gerçekleşen fiyat artışlarına göre daha az de-ğişme ve dalgalanma içindedirler. (Örneğin, Wachtel, 1977; De Leeuw ve McKelley, 1981). Eğer fiyat artışlarının ikinci momentleri varsa, bekleyiş-lerin de vardır. Dolayısıyla Batchelor'un dağılım varsayımı gerçekle pek bağdaşmamaktadır .Batchelor ayrıca h değerini, Carlson ve Parkin (1975)'e benzer bir şekilde, ortalama yerine bir regresyon denklemi ile tahmin et-mektedir. Bu nedenle Carlson ve Parkin'e bu konuda yöneltilen eleştiri-ler, Batchelor için de geçerlidir.

Ep'nin A, B ve C yüzdelerinden elde edilebilmesi için bu çalışmada, daha anlamlı olan şu yöntem izlenmektedir: Farksızlık aralığının sınırla-rını belirleyen h değerinin saptanabilme zorluğu ortadadır.5 Onun için h'den kaçınılmalıdır. Bunu sağlamak amacıyla, (IV.1.7) denklemi kulla-nılarak (IV.1.6) denkleminden şu ilişki bulunabilir:

Ept=—s t (at + c t ) / 2 (IV.1.8)

Daha önce değinildiği gibi, fiyat artışları ortalaması ile standart sapması arasında yakın bir ilişki vardır. Aynı ilişkinin Ep t ile s t arasında da olma-sı doğaldır ve nitekim Defris ve Williams (1979), Saunders (1980) ve De Leeuw ve McKelley (1981), bekleyiş ortalaması ile standart sapması ara-sındaki yakın ilişkiye dikkat çekmektedirler. Ep t ile St arasındaki ilişki kullanılarak, s t (IV.1.8) denkleminden elenebilir.

Geriye, 1—At ve C t yüzdelerinin karşılığı olan a t ve c t 'nin elde edile-bilmesi bakımından, X için bir dağılım varsayımı yapmak kalmaktadır. Ep t ve s t birbirleri ile ilişkili olduklarından, normal dağılım varsayımını yapmak anlamlı değldir. Ancak, hem standart normal tablosunu kullan-ma olanağı verecek hem de X'in dağılımının sağa veya sola çarpık olma-sını ve normal dağılımdan daha sivri olmasını sağlayacak olan bir tanım-lama kullanılabilir: Kesilmiş (truncated) normal dağılım. Bilindiği gibi normal dağılımda, ortalamadan büyük değerler artı sonsuz'a, ortalamadan küçük değerler de eksi sonsuz'a kadar gidebilmektedirler. Gerçi ortala-madan 2.5 standart sapma az veya fazla olan değerlerin olasılığı %1 bile

5 Theil (1966: 333), İsveç'te 1959 yılında bu konuda yapılan bir araştırmanın so-nuçlarını açıklamaktadır. Bu araştırmaya göre, firmalardan önemli bir bölümü (% 75), h = % 5-% 10 dolayında iken, "fiyatlar artacak" demektedir. Halbuki, Knöbl (1974), Carlson ve Parkin (1975) ve Wachtel (1977), daha yüksek enflas-yon oranlarının yaşandığı dönemlerde, h için %2-%3 dolayında bir değer var-saymaktadırlar.

77

değildir ama, gene de bazı durumlarda ilgili değişkenin belli bir değerin altın düşmesi veya belli bir değerin üstüne çıkması anlamsızdır. Eğer bu belli değerler biliniyor ise, normal dağılım bu noktalarda kesilebilir. Ka-bul edilsin ki, X değişkeni için normal dağılım soldan r noktasında kesil-mektedir: X'in r değerinden daha düşük değerler olma olasılığı yoktur. Bu durumda X'in sıklık işlevi;

f ( x ) / l—F (r)

olacaktır. Burada f (x) normal dağılımı belirleyen sıklık işlevidir ve X > r değerleri için geçerlidir. F (r) ise, normal dağılımın yığılmalı da-ğılım işlevinin r noktasındaki değeridir. Eğer X değişkeni için normal dağılım sağdan, denilsin ki w noktasında kesilmiş ise, X'in sıklık işlevi;

f (x) / F (w) j

olacaktır.

Burada asıl ilgi duyulan, X dağılımının herhangi bir noktada kesil-mesi durumunda X'in beklenen değeri E (X)'in ne olacağıdır. X'in kesil-meden önceki beklenen değeri [i ve varyansı v 2 ile simgelensin. Dağılım soldan r noktasında kesildiğinde X'in beklenen değeri;

oo E (X) = Jxf (x) d x / l — F (r)

r

= [i + vf ( r ) / l - F ( r ) (IV.1.9)

Dağılım sağdan w noktasında kesildiğinde;

w E (X) = / xf (x) dx /F (w)

— oo

= n - v f ( w ) / F (w) (IV.1.10)

elde edilecektir. (Meyer, 1978: 203). Burada E (X), X değişkeninin dağılımı kesildiğindeki beklenen değerleridir (ortalamalarıdır). Dağılım soldan ke-sildiğinde beklenen değer normal dağılımınkinden büyük, sağdan kesildi-ğinde ise küçüktür. Ayrıca, her iki durumda da beklenen değer ile stan-dart sapma arasında bir ilişki vardır.

78

Şimdi, (IV.1.9) ve (IV.l.10) denklemlerindeki [i ve v değerleri bilin-memektedir. Bununla birlikte A, B ve C yüzdeleri kullanılarak elde edi-len (IV.1.8) denklemi her tür dağılım için geçerli olduğundan,

[i = - v ( a + c ) / 2

ilişkisi de geçerlidir. Ayrıca, X soldan r noktasında kesildiğinde X'in var-yansı;

s 2 = [v f ( r ) / ( l—F(r ) ) ] ( r + n ) + v 2

şeklinde ifade edilebilir. (Cramer, 1961: 238). Bu ifadeden,

s 2 = [ f ( r ) / ( l—F( r ) ) ] v 2 (r—jx+ 2jx) + v 2

v v

= [ f ( r ) / ( l—F( r ) ) ] v 2 [ z r - 2 v ( a + c ) j + v 2

2v

= v 2 [ l + ( f ( r ) / ( l - F ( r ) ) ] [ Z r - ( a + c ) ]

Burada zr, kesilme noktası r için standart normal tablosundaki değerdir.

Böylece;

s v = — — — — — — —

V [ l + ( f ( r ) / ( l - F ( r ) ) ] ( z r - ( a + c ) )

Aynı şekilde, X'in sağdan w noktasında kesildiği durum için,

s v =•

V [ l + ( f (w) /F(w)] ( z w - ( a + c ) )

ilişkisi geçerlidir. Burada zw , kesilme noktası w için standart normal tab-losundaki değerdir.

Belirtmek gerekir ki, A yüzdesi C yüzdesinden büyük oldukça (a+c) eksi işaretli olacaktır. Bu durumda X'deki kesilmenin soldan olması do-ğaldır ve böylece z r de eksi bir değer alacaktır. Diğer yandan C yüzdesi A yüzdesinden büyük oldukça (a+c) artı işaretli olacak ve kesilmenin sağ-dan olması beklenecektir. Sağdan kesilmede ise z w artı bir değer alacaktır. Dolayısıyla basitleştirme açısından, z r ile ( a+c) farkının ve z w ile ( a+c )

79

farkının dikkate alınmayabilecek kadar küçük olduğu varsayılabilir. Bu varsayım ile,

v = s

eşitliği geçerli olacaktır.

(IV.1.9) ve (IV.1.10) denklemlerindeki r ve w, X değişkeninin orta-lama ve standart sapmasından elde edilecek standart normal değişken Z cinsinden ifade edilebilirler. Diğer bir deyişle, r X'in ortalamasından kaç standart sapma küçüktür sorusunun yanıtı, r 'nin standart normal değiş-ken Z cinsinden ifadesi demektir. Aynı şekilde w da Z cinsinden ifade edilebilir. Dolayısıyla f (r) ile F (r) ve f (w) ile F (w) değerleri standart normal tablosundan bulunabilirler. Ayrıca, (IV.1.8) denklemindeki a t ve c t de standart normal tablosundan elde edilebilirler. Varsayılsın ki, a t = z l t

ve ct=Z2t'dir. Böylece [i için bulunan ilişki, v = s eşitliği ve E (X) yerine Ep kullanılarak, soldan r noktasındaki kesilme için denklem (IV.1.9) şu şekilde yazılabilir;

Ept = s t [(f ( r t ) / l - F ( r , ) ) - ( z „ + z « ) / 2 ] (IV.1.11)

Sağdan w noktasındaki kesilme için denklem (IV.1.10) şöyle yazıla-bilir :

Ep t = - s t [(f (Wt)/F(w t) + ( z l t + z 2 t ) / 2 ] (IV.1.12)

Şimdi, gerçekleşen fiyat artışları ortalaması p t ile standart sapması b t arasında şu ilişki olsun:

b t = d+kpt+Ut

Bu ilişkideki d ve k tahmin edildikten sonra, d ve k bulunduktan sonra, Ep t ve s t arasında aynı tür bir ilişki olduğu varsayımıyla,

St = d + k E p t , (IV.1.13)

elde edilebilir. Böylece (IV.1.11) ve (IV.1.12) denklemleri sırasıyla,

_ d [ ( f ( r t ) / l — F (r t)) - (ZM+Zm) /2] l - k [ ( f ( r t ) / l - F (r t)) - ( z l t + z 2 t ) / 2 ] 1 '

F - d [ ( f (w t ) /F (w t)) + ( z l t + z 2 t ) / 2 ] r i V l l ^ i ~ 1+k [ ( f (w t ) /F (w t) + (z„+z 2 t /2 ] 1 -1 '

80

şekline dönüşeceklerdir. Belirtmek gerekir ki, A t > %50 olduğunda z w ek-si işaretli olacaktır, çünkü z l t 1—At'ye karşılık gelen değerdir. Ct < %50 iken, Zjt'de eksi işaretli olacaktır. Diğer yandan, Ep t ile s t arasındaki iliş-kiye rağmen, X kesilmeyen normal dağılımlı kabul edilirse, Ept denklemi şöyle olacaktır:

- d [ ( z l t + f r J / 2 ] E p * - 1+k [(zn+^/2] ( I V - L 1 6 )

İmalat sanayii ve alt sektörlerine ilişkin niteliksel bekleyiş verilerinin sayısal bekleyiş verilerine dönüştürülmesi, burada anlatılan yönteme gö-re yapılmaktadır.

B. İMALAT SANAYİİ İÇİN BEKLEYİŞ VERİLERİNİN TÜRETİLİŞİ

İmalat sanayiinde DİE tarafından uygulanan bekleyişlere ilişkin an-ket sonuçları, yukarıda tanımlanan A, B ve C yüzdeleri şeklinde, her alt sektörün kamu ve özel kesimleri için elde edilebilmektedir. Bu yüzdeler 1977 III döneminden bu yana, aynı kuruluşun "Dönemler İtibariyle İma-lat Sanayii: İstihdam-Üretim-Eğilim" yayınlarında yer almaktadır. An-ket formları, her üç aylık dönemin bitiminden iki hafta kadar önce fir-malara postalanmakta ve bir sonraki üç aylık dönemin başlangıcında da yanıtların büyük çoğunluğu alınabilmektedir. Dolayısıyla bekleyişlerin, bir önceki dönem sonunda oluşturulduğu ve bir sonraki üç aylık döne-me ilişkin olduğu açıktır.0 Bununla birlikte, yayınlanan A, B ve C yüzde-leri, kapasite kullanım oranları verilerinde olduğu gibi, ağırlıklandırıl-mamış sayı yüzdeleridir; büyük ve küçük firmalar arasında bir ayırım yapılmamıştır. Herhangi bir ek bilgi olmadığından, alt sektörlerde kamu ve özel kesimler için verilen yüzdelerin, ağırlıklandırmadan etkilenme-yeceği varsayılmıştır. Gene de ,bir alt sektördeki kamu ve özel kesim yüz-deleri ilgili alt sektör için toplulaştırılırken, bu kesimlere, gerçekleşen fiyat artış verilerinin türetilişinde kullanılan ve ortalamaları Ek A Tab-lo A2'de sunulan ağırlıklar uygulanmıştır.

Bir önceki bölümde açıklanan sayısal bekleyiş verilerini türetme yön-teminin uygulanabilmesi için, ilkönce d ve k katsayılarının tahmini ge-rekmektedir, Bu amaçla, sektör düzeyindeki verilerden elde edilen ve standart sapma ile ortalama arasındaki ilişkiyi yansıtan (III.2.5) denkle-minden yararlanmak düşünülebilir. Ancak bu denklemdeki katsayı tah-

« Ankette, "Gelecek üç aylık dönemde, geçen üç aylık döneme göre, satış fiyatları ne yönde değişecektir?"sorusu sorulmaktadır. Anketlere yanıt veren firma sa-yısı 2000'in üzerindedir.

81

minleri kullanılmamıştır. Çünkü standart sapma ile ortalama arasındaki ilişkinin, firmalar düzeyindeki beklenen fiyat artışları ortalaması ile stan-dart sapması arasındaki ilişki olması gerekmektedir. Toplulaştırma nede-niyle, sektör düzeyindeki standart sapmaların firma düzeyindeki standart sapmalardan daha küçük olacakları beklenir, d ve k katsayılarının tah-minleri bu durumdan etkilenebilirler. Bundan dolayı, standart sapma ile ortalama arasındaki ilişkinin tahmininde, madde düzeyindeki fiyat artış-ları kullanılmıştır.

Madde fiyatlarındaki artışların i sektörü ağırlıklı ortalaması (pm l t), ve ağırlıklı standart sapması (sm i t) arasında şu ilişki varsayılmıştır:

sm l t = d ; f k p m i t + u i t (IV.1.17)

Böylece, madde düzeyinde geçerli olan bu ilişkinin, firma düzeyinde de geçerli olacağı kabul edilmiş olmaktadır. Diğer bir deyişle, aynı madde-yi üreten firmaların bekleyişlerinin birbirlerine çok yakın olacağı varsa-yılmaktadır. Bu sınırlayıcı bir varsayımdır ama, (IV. 1.17) ilişkisinin tah-mininde kullanılan veriler, bu sınırlamadan doğabilecek d ve k katsayı-ları sapmalarını ortadan kaldıracak niteliktedir. Şöyleki, yukarıdaki iliş-ki sadece artı pm l t değerleri olan sektörlerin verileri ile tahmin edilmiş-tir; eksi veya sıfır pm i t değerleri olan sektörler dışlanmışlardır. Eski de-ğerler zaten dışlanmak durumundadırlar, çünkü sm w eksi olamaz, prriıt'nin eksi olduğu durumlarda, k katsayısının da eksi olacağı ve dolayısıyla ay-nı ilişkinin eksi pm l t değerleri için de geçerli olduğu kabul edilmiştir.7

Açıklanan türden verilerin kullanılmasıyla (IV.1.17) denklemi 1977 III - 1981II dönemi8 için tahmin edilmiş ve şu sonuç alınmıştır:

sm i t = 9.086 + 0.379 pm i t (IV.1.18) (7.209) (11.912)

K2 = 0.673

DW = 1.972

Böylece, sayısal bekleyiş verilerinin türetilişinde kullanılacak olan d=9.086 ve k=0.379 tahmin değerleri elde edilmiştir. (III.2.5) denkleminde d=3.192

7 Benzer bir uygulamayı Parks (1978) yapmıştır. ' Bekleyiş verileri 1977 III döneminden başladığından, madde düzeyindeki veriler

de 1977 III döneminden başlayarak kullanılmıştır. 1981 III dönemi verileri, çalış-manın bu bölümündeki bilgisayar işlemleri tamamlandıktan sonra yayınlanmış-tır ve dolayısıyla değinilen veriler tahminde yer almamıştır.

62

ve k=0.420 bulunmuştu. Bu değerler (IV.l.18) denklemindeki değerlerle karşılaştırıldığında görülmketedir ki: Madde düzeyindeki standart sapma-lar sektör düzeyindeki standart sapmalardan daha büyük olduklarından, (IV.l.18)'deki d değerleri de büyüktür. Ancak ilişkinin niteliği fazla değiş-mediğinden, her iki denklemdeki k değerleri birbirlerine çok yakındırlar.

Sayısal bekleyiş verilerinin türetilebilmesi için, fiyat artışları bekle-yişleri dağılımının da bilinmesi gerekmektedir. Dağılımın kesilmiş normal kabul edilebileceği belirtilmiştir ama, kesilme hangi dönemde soldan, han-gi dönemde sağdan olmalıdır? Bazı dönemler için kesilmemiş normal da-ğılım kullanılabilir mi? Bu sorulara yanıtlar Bölüm III.2'deki bulgulara dayanarak verilebilir. Değinilen bölümde, sektör düzeyindeki fiyat artış-larının incelenen tüm dönemde sağa çarpık oldukları bulunmuştu. Ancak bazı dönemlerde çarpıklık istatistiksel olarak anlamlı değildi ve normal dağılım varsayımı kabul edilebilmekteydi. Bu nedenle, fiyat artışları bek-leyişleri için herhangi bir dönemde kesilmiş normal dağılım kullanılır ise, kesilmenin soldan olması doğaldır çünkü fiyat artışları gerçekleşmeleri ile bekleyişlerinin benzer bir dağılım gösterdikleri açıklanagelmiştir.

Sektör düzeyindeki sağa çarpıklık, bazı dönemlerde istatistiksel olarak anlamlı değilse de, madde düzeyine inildiğinde anlamlılık kazanmaktadır. Bu olgu, bazı dönemler için madde düzeyindeki fiyat artışları verileri kul-lanılarak saptanmıştır. Dolayısıyla, bekleyiş verilerinin türetildiği 1977 III -1981 III döneminin bütününde, dağılımın soldan kesilmiş normal olduğu kabul edilmiştir. Geriye kesilme noktalarının saptanması kalmaktadır. Bu noktaları belirlemek amacıyla, sektörlerde gerçekleşen fiyat artışlarından en düşük olanların ortalamadan kaç standart sapma aşağıda olduğuna ba-kılmıştır. Bu sayı genellikle 1.3 ile 1.6 arasında bulunmuştur. Bulunan sa-yıların birbirlerine yakınlığı ve ek bilgi olmaması nedeniyle, kesilme nok-taları farklı dönemlerde değişik değerler alabilirlerse de, bu noktaların her dönemde aynı ve, standart normal Z değişkeni cinsinden z=—1.5 ol-dukları varsayılmıştır. Bu varsayım şu anlama gelmektedir: Tanım gereği,

Z = ( X - f i ) / v

Ayrıca,

H = E (X) —vf ( r ) / [ l - F ( r ) ]

= Ep—vf ( r ) / [ l — F ( r ) ]

ve v = s

ilişkileri kullanılır ise,

83

Z = [X - ( E p - s f ( r ) / ( l - F ( r ) ) ] / s

olacaktır. Burada,

Z = - 1 . 5

ve s = 9.086 + 0.379Ep

yerlerine konulursa,

X = -14.901 + 0.378Ep

elde edilecektir. Bu durumda, herhangi bir alt sektörde ortalama fiyat ar-tışı bekleyişi sıfır iken, o sektördeki en düşük fiyat artışı bekleyişi %—14.901 olmaktadır. Ortalama fiyat artışı bekleyişi %25 iken, en düşük fiyat artışı bekleyişi %—5.451 olmaktadır. Görüldüğü gibi, varsayılan kesilme noktası, bir alt sektördeki fiyat bekleyişleri belli bir tutarlılık içinde ise, anlam-lıdır.

Soldan kesilme noktasının z——1.5 olarak belirlenmesi, (IV.1.14) denk-lemindeki f ( r t ) / l — F (r t) ifadesinin değerini, standart normal tablosunun kullanımıyla, 0.14 yapmaktadır. (IV.1.18) denklemindeki d ve k değerleri de dikkate alınarak, sayısal bekleyiş verilerinin türetilmesinde temel teş-kil eden (IV.1.14) ilişkisi şöyle olmaktadır:

_ 9.086 [ 0 . 1 4 - ^ + ^ / 2 ] E p t ~ 1-0 .379 [ 0 . 1 4 - ( z l t + z ; ) / 2 ] ( I V " U 9 )

Bu ilişkideki z n ve z2 t değerleri, sırasıyla 1—At ve C t yüzdelerine karşılık gelen standart normal değişken değerleridir ve ilgili tablodan elde edile-bilirler.

İmalat sanayiinin alt sektörleri için (IV.1.19)'dan türeti len sayısal bek-leyiş verileri, Ek B Tablo B'de sunulmuştur. Aynı tabloda, alt sektörler için türetilen verilerin toplulaştırılması sonucu elde edilen toplam imalat sanayii bekleyiş verileri de yer almaktadır. Toplulaştırmada kullanılan sektör ağırlıkları, gerçekleşen fiyat artışı verilerinin türetilişindeki sek-tör ağırlıklarıdır, ancak bunların bir dönem sonrasına ilişkin değerleri alınmıştır. Petrol ve türemleri sektöründe eğilim anketine yanıt veren sadece dört petrol rafinerisi bulunmaktadır. Bu sektördeki firma sayısının azlığı, bu sektör için türetilen verilerin güvenilirliğini azaltabilir. Bu ne-denle Tablo B'de, petrol ve türemleri dışındaki sektörlere ilişkin ortalama fiyat artışı bekleyişleri de verilmiştir.

84

imalat sanayiindeki fiyat artışı bekleyişlerinin gerçekleşmeler ile kar-şılaştırılmasına olanak sağlamak amacıyla, bekleyiş ve gerçekleşme veri-leri Şekil IV.l 'de gösterilmiştir. Şekilden de açıktır ki, bekleyişler özel-likle 1977 ve 1978 yıllarında gerçekleşmelerin altında kalmıştır. Buna rağ-men, gerçekleşme verilerindeki dönüş noktalarının hemen hemen tümü doğru olarak öngörülebilmiştir. Şekilde dikkati çeken bir başka görüntü, bekleyişlerin 1980 III döneminden başlayarak gerçekleşmelerin üzerinde seyretmesidir. Öyle anlaşılmaktadır ki, imalat sanayiinde enflasyonun, da-ha önceki yüksek oranlarda olmasa bile, süreceğine ilişkin bir beklenti var-dır. Bu olgu, 1982 yılı başlarında yeniden artış eğilimi gösteren enflasyon oranının habercisi olarak değerlendirilebilir. Bu olgu ayrıca,

i) Ekonomideki yüksek nominal faiz oranlarının neden düşme yö-nünde bir eğilim göstermediğini de açıklamaktadır. Enflasyon oranının bugünkü orandan daha fazla olacağı beklentisi korundukça, borçlanmak kârlı görünecek ve kredi istemi azalmayacaktır. Kredi isteminin yüksek-liği, faiz oranlarını düşürmeyip arttırabilecektir.

ii) 1980 yılı başından bu yana uygulanan istikrar programının, ken-di mantığı içinde de, beklenen fiyat artışlarının düşüremediği için, enflas-yon ile savaşımda başarısının sınırlı kaldığını da göstermektedir.

IV.2. BEKLEYİŞLERİN RASYONELLİĞİ KONUSUNDA SINAMALAR

Muth (1961)'in tanımladığı anlamda bekleyişlerin rasyonel olması, bir değişkenin gerçekleşen ve beklenen değerleri arasındaki farkın ortalama olarak sıfır olması demektir. Bekleyişlerde yanılgı olsa bile, bu süreklilik göstermemelidir. Bölüm II.2'deki tanımlamadan hareketle, rasyonellik fi-yat artış bekleyişleri için ifade edilecek olursa,

p t—Ept=ut

eşitliğindeki u t , ortalaması sıfır olan ve içsel bağıntı içermeyen bir rassal değişken olmalıdır. Bu anlamdaki rasyonelliğin verilerle doğrulanması için, -

Pi t = a s + b i E p i t + u l t ( I V . 2 . 1 )

regresyon denkleminde ai=0 ve b ^ l geçerli olmalı ve u t içsel bağıntı içer-memelidir. (Turnovsky, 1970). Bu denklem, imalat sanayii ve alt sektörleri

86

için tahmin edilmiş ve sonuçlar Tablo IV.l 'de sunulmuştur. Yukarıdaki sı-nırlamaların geçerli olmadığı katsayılar ve hata teriminin içsel bağıntılı olduğu sektörler, artı ile işaretlenmişlerdir.

%5 anlamlılık düzeyinde imalat sanayiinde ve alt sektörlerin yarısına yakınında, ai=0 sınırlaması geçerlidir. Sınırlamanın geçerli olmadığı sek-törlerde, bir sektör (33) dışında, a katsayısı sıfırdan büyüktür. Bu olgu, bekleyişlerin incelenen dönemin başlangıcında gerçekleşmelerin altında kalmasına rağmen dönemin sonlarına doğru üzerine çıktığını ve dolayısıy-la beklenen fiyat artışlarının, gerçekleşmelere göre, bir artma eğilimi için-de olduğunu göstermektedir. İmalat sanayiinde ve sektörlerin yarısından fazlasında, %5 anlamlılık düzeyinde, b i = l sınırlaması geçerlidir. Sınırla-manın geçerli olmadığı sektörlerde, biri (33) dışında b katsayısı bir'den küçüktür. Bu, bekleyişlerin gerçekleşmelere kıyasla daha az dalgalanma veya daha küçük varyans gösterdiğinin işaretidir. Belirtmek gerekir ki, b'nin bir'den küçük olduğu altı sektörden beşinde, b istatistiksel olarak sı-fırdan farksızdır.

Alt sektörlerin hemen hemen hepsinde hata terimi içsel bağıntı içer-memekle birlikte, toplam imalat sanayii hata teriminde artı içsel bağıntı vardır. Bu durumun toplulaştırma sonucu ortaya çıktığı söylenebilir. Mik-ro düzeydeki varsayım ve ilişkilerin makro düzeyde geçerli olabilmesi için çok katı toplulaştırma koşullarının yerine gelmesi gerekir. (Uygur, 1978: Bölüm 3). Halbuki, neoklasik makro modellerdeki ilişkilerin mikro düzeydeki ilişkilerden türetilmesinde ve Muth (1961) in makro-rasyonel-lik tanımında, bu koşulların yerine geldiği bir açıklama verilmeksizin ka-bul edilmektedir. Konuya bir başka yaklaşım da, bekleyişlerin sübjektif değişkenler olduğu ve dolayısıyla bunları objektif değişkenler gibi toplu-laştırmanın anlamsız olduğu yolundadır. (Foster ve Gregory, 1977: 320). Toplulaştırmadan kaynaklanan önemli sorunlar bulunmakta ise de, bek-leyişlerin rasyonelliğini incelemeyi sürdürebilmek için bunların bir kena-ra bırakılması zorunluluğu vardır. Zaten bu çalışmada neoklasik makro-ik-tisatın varsayım ve ilişkilerinin sınanması, verilerin elverdiği ölçüde mik-ro düzeyde yapılmaktadır.

Tablo IV.l'deki sonuçlara göre, onaltı sektörden beşinde (311+2, 34, 353+4, 36, 384) bekleyişlerin rasyonel olduğu süylenebilmektedir. Ayrıca, geri kalan alt sektörlerin bazılarında da (IV.2.1) denklemindeki koşullar-dan uzaklaşmaların büyük olmadığı görülmektedir. Bununla birlikte, Tab-lo IV.l'deki E2 ' ler in düşüklüğü dikkati çekmektedir: Toplam imalat sa-nayii ve iki alt sektör (32 ve 33) dışında fiyat artışları varyansımn %50'si bile açıklanamamaktadır. Dolayısıyla bekleyişlerin rasyonelliğine daha ge-niş bir açıdan bakmak yerinde olacaktır. Şöyleki, oluşturulan bekleyişlerin fiyat artışları için öngörüler oldukları düşünülürse, (IV.2.1) denkleminde-

87

T A B L O IV.l .

Bekleyişlerin Rasyonelliğine İlişkin Bulgular: (IV.2.1) Denkleminin Tahmini1

Sektör aı b, K2 D. W.

3 4.089 0.970 0.570 0.701* (1.149) (4.574)

311+2 5.540 1.144 0.474 1.273** (1.663) (3.811)

313 12.222* 0.837 0.368 1.400 (2.982) (3.118)

314 3.002 0.495* 0.224 2.254 (0.604) (2.308)

32 3.295 0.839 0.567 0.779* (1.250) (4.547)

33 —10.451* 2.528* 0.663 1.585 (—1.977) (5.519)

34 10.452 0.939 0.168 1.346 (1.745) (2.007)

351 20.854* 0.129* 0.007 1.641 (2.498) (0.211)

352 12.660* 0.571* 0.084 1.977 (3.011) (1.542)

353+4 8.141 0.617 0.291 1.626 (1.063) (2.674)

355+6 17.529* —0.008* 0.000 1.494 (3.498) ( -0 .023)

88

TABLO IV. l . (Devamı)

Sektör a s b, H2 D. W.

36 7.462 1.521 0.129 1.867 (0.809) (1.797)

371 8.860* 1.051 0.420 1.711 (2.142) (3.446)

372 13.571* 0.536* 0.069 1.247** (2.322) (1.051)

381+2 8.064* 0.557 0.204 1.438 (1.895) (2.200)

383 11.531* 0.315* 0.067 1.527 (2.865) (1.440)

384 6.327 0.693 0.427 1.512 (1.389) (3.491)

ı Tahminde kullanılan veri sayısı 17'dir. Katsayı tahminleri altında parantez için-deki değerler t-istatistikleridir.

* a, sütununda: %5 anlamlılık düzeyinde ve tek yanlı sınama ile sıfırdan büyük veya küçüktür. bj sütunnda: %5 anlamlılık düzeyinde ve tek yanlı sınama ile bir'den büyük ve-ya küçüktür. D.W. sütununda: %5 anlamlılık düzeyinde artı içsel bağıntı vardır.

** %5 anlamlılık düzeyinde D.W. istatistiği belirsizlik alanına düşmekte ve içsel bağıntı için karar verilememektedir.

ki sınırlamaların doğrulanması öngörülerin sapmasız olduğunu ifade eder, ama etkin olup olmadıkları konusunda bir fikir vermez. Diğer bir deyişle, bekleyişlerin sapmasız olması, bunların elde edilebilen tüm bilgilerin kul-lanımıyla oluşturulup oluşturulmadığım açıklığa kavuşturmaz. (Pesando, 1975). Eğer fiyat artışı bekleyişleri, gerçekleşen fiyat artışlarını etkileye-bilecek tüm bilgiler kullanılarak oluşturulmuş ise, bekleyişlerin sadece sapmasız değil etkin de olan öngörüler oldukları söylenebilir. Bu durum-

89

da bekleyişler daha geniş veya Muth (1961)'in gerçek anlamında rasyonel-dirler.

Etkinliği sınamanın bir yolu, (IV.2.1) denklemine gerçekleşen fiyat artışlarını etkileyebilecek ve bekleyişlerin oluşturulduğu dönemde firma-ların elde edebilecekleri bilgileri yansıtan bazı değişkenlerin eklenmesidir. Eğer eklenen değişkenler istatistiksel olarak anlamlı ve hata teriminin varyansmı düşürüyorlar ise, bekleyişlerin etkin öngörüler oldukları söy-lenemez. Bu durumda, bekleyişler oluşturulurken tüm gerekli ve elde edi-lebilen bilgiler kullanılmamış demektir (Horne, 1981; DeLeeuw ve McKel-vey, 1981). Firma bekleyişlerini inceleyen çalışmalarda, (IV.2.1) denklemi-ne genellikle kapasite kullanım oranı, bu orandaki değişme ve para mik-tarındaki artış gibi değişkenler eklenmektedir.9

Değinilen değişkenlerden kapasite kullanım oranındaki değişme ve pa-ra miktarındaki artış oranı bir ve iki dönem gecikme ile (IV.2.1) denkle-mine eklenmişlerdir, ilkönce kapasite kullanım oranındaki değişmenin bir ve iki dönem gecikmeli değerleri eklenerek, denklem (IV.2.1) imalat sa-nayii ve alt sektörleri için bir kere daha tahmin edilmiş fakat hata teri-minin varyansmda bir azalma olmadığı gözlenmiştir. Değinilen değerle-rin katsayıları da istatistiksel olarak sıfırdan farksız bulunmuştur ve bu nedenle sonuçlar sunulmamıştır. Aynı denklem, para miktarındaki artış oranının gene bir ve iki dönem gecikmeli değerleri eklenerek bir kere da-ha tahmin edilmiştir. Sonuç değişmemiştir: Bu değerlerin katsayıları %5 anlamlılık düzeyinde sıfırdan farksızdır ve R2 ' lerde dikkate değer bir ar-tış olmamıştır. Sadece sektör 314'te (Tütün sanayii), bir dönem gecikmeli para miktarı artışı değişkeninin katsayısı %10 anlamlılık düzeyinde sıfır-dan farklıdır ve R2 de 0.224'ten 0.311'e yükselmiştir.

Bu sonuçlardan hareketle, imalat sanayiindeki firmaların, fiyat artış-larına ilişkin bekleyişlerini oluştururken, elde edilebilen bilgilerden ya-rarlandıkları varsayımı kabul edilmiştir. Böylece, (IV.2.1) denklemindeki sınırlamaların geçerli olduğu beş sektörde, öngörülerin hem sapmasızlık hem etkinlik özelliklerini sağladıkları ve dolayısıyla bekleyişlerin rasyo-nel olarak oluşturuldukları söylenebilir.

Türetilen bekleyiş verileri ayrıca, şu soruya yanıt vermeyi olanaklı kılmaktadır: Acaba bekleyiş değişkenleri, gerçekleşmelerin gecikmeli de-ğerleri cinsinden ifade edilebiler mi? Bilindiği gibi, bekleyiş değişkenleri doğrudan ölçülemediğinden ve rasyonellik sınırlaması da baştan konulmaz ise, bunların intibakçı bekleyişler, otoregresif bekleyişler gibi varsayımla-

9 Tüketici bekleyişlerini inceleyen çalışmalarda, eklenen değişkenler çoğunlukla para miktarındaki artış ve gerçekleşen fiyat artışlarının gecikmeli değerleri ol-maktadır.

90

ra göre oluşturuldukları kabu l edilmektedir. Sonuçta bunlar, gerçekleşme-lerin gecikmeli değerleri cinsinden ifade edilmektedirler. Bu ifade şekli-nin türetilen verilerle ne ölçüde bağdaştığını araştırmak amacıyla, ima-lat sanayii ve alt sektörleri için şu denklem tahmin edilmiştir:

Epn = a, + 2 bjjp ıt-ı + u„ (IV.2.2) 1=1

Tablo IV.2'de sunulan tahmin sonuçlarına göre: i) bj ve b2 katsayıları birçok sektörde eksidir. Dolayısıyla Ep t 'yi, gerçekleşen gecikmeli fiyat ar-tışlarının ağırlıklı bir ortalaması olarak tanımlamak ve hele ağırlıkların

TABLO IV.2.

IV.2.2 Denkleminin Tahmini1

Sektör b u b^ b i 3 H2

3 0.109 -0 .176 0.276 0.000 (0.531) ( -0 .847) (1.345)

311+2 0.122 0.083 0.138 0.000 (0.696) (0.429) (0.800)

313 0.195 -0 .262 0.517* 0.275 (1.075) (-1.559) (2.830)

314 0.149 0.274 0.523 0.085 (0.568) (1.002) (2.009)

32 0.004 -0 .009 0.281 0.000 (0.017) (-0.036) (1.103)

33 -0 .026 -0 .026 -0 .054 0.000 (-0.286) (-0.287) ( -0 .590)

34 0.052 0.165 0.135 0.011 (0.418) (1.300) (1.062)

91

T A B L O I V . . (Devamı)

Sektör bu b u b,3 K2

351 -0 .153 -0 .157 0.155 0.135 (-1.394) ( -1 .455) (1.422)

352 -0 .142 -0 .023 0.106 0.000 (-0.809) ( -0 .133) (0.584)

353+4 -0 .324 -0 .392 0.027 0.130 (-1.430) ( -1 .825) (0.125)

355+6 0.128 —0.413* 0.496* 0.306 (0.722) ( -2 .260) (2.768)

36 0.096 -0 .015 0.020 0.000 (1.261) ( -0 .204) (0.264)

371 0.215 -0 .175 0.248 " 0.116 (1.426) (-1.164) (1.647)

372 —0.003 0.113 -0 .215 0.000 (-0.018) (0.780) (-1.433)

381+2 0.178 0.177 -0 .088 0.000 (0.682) (0.654) (-0.329)

383 0.235 0.084 -0 .176 0.000 (0.674) (0.216) (—0.487)

384 -0 .056 0.165 0.344 0.000 (-0.227) (0.657) (1.314)

1 Sabit terim tahminleri (a1), tabloda verilmemiştir. Tahminde kullanılan veri sa-yısı 17'dir. Katsayı tahminlerinin altında parantez içindeki değerler t-istatistik-leridir.

* %5 anlamlılık düzeyinde ve çift taraflı sınama ile sıfırdan farklıdır.

92

yakın zamanlarda daha büyük artı değerler aldığım, geometrik olarak aza-lan ağırlıklarda olduğu gibi, varsaymak anlamsızdır, ii) bj katsayısı sek-törlerin çoğunluğunda artı ise de, genellikle %5 anlamlılık düzeyinde sı-fırdan farksızdır. Gerçi bu bulgu hata terimlerindeki olası içsel bağıntı yüzünden güvenilir değildir ama,1 0 K2 istatistiklerinin çoğunluğu sıfırdır. Diğer bir deyişle, gerçekleşen gecikmeli değişkenler Ep t 'deki varyansı açık-layamamaktadırlar.

Kısacası, imalat sanayii ve alt sektörlerindeki fiyat artış bekleyişleri-ni, gerçekleşen fiyat artışlarının gecikmeli değerleri cinsinden ifade etmek çok ters ve saptırıcı sonuçlar verecektir.

IV.3. BEKLEYİŞLERİ İÇEREN LUCAS SUNUM DENKLEMİNİN TAHMİNİ

İmalat sanayii ve alt sektörlerine ilişkin bekleyiş verileri elde vardır ve bunlardan en azından bir kısmının rasyonel olarak oluşturuldukları ka-bul edilebilmektedir. Bu durumda neokiasik makro modellerin temel denk-lemi olan Lucas sunum denklemi, bekleyişleri içeren şekliyle tahmin edi-lebilir. Tahmin sonuçlarına dayanarak, adı geçen denklemin imalat sanayii için geçerli olup olmadığı saptanabilir. Lucas sunum denklemi, sabit ve hata terimleri eklenerek i sektörü için,

y+ ı t = di + « (pr t -Ep t ) + Un (IV.3.1)

şeklinde yazılabilir. Bu denkleme, aslında tartışma konusu olan ama Lu-cas (1973)'ün yaptığı gibi gecikmeli bağımlı değişken y +

l t _ j de eklenirse,

y+» = d , + a, ( p l t - E p t ) + feY^+u» • (IV.3.2)

olacaktır. Hatır latmak gerekir ki, y+ l t devresel üretimin değişme yüzdesi-dir. Devresel üretim de, gerçekleşen üretimin tam kapasite veya uzun dö-nem denge üretime oranıdır. Dolayısıyla y +

r t kapasite kullanımındaki de-ğişme oranıdır. '

Diğer yandan Ep t, genel fiyat artış oranı bekleyişidir. Halbuki bu ça-lışmada, her sektör için o sektörde beklenen fiyat artış oranı türetilmiştir. Bununla birlikte, bir sektör için fiyat artışı bekleyişinin oluşturulması, ay-

10 Hesaplansın D.W. istatistikleri, 32, 33 ve 34 numaralı sektörlerde birinci sıra iç-sel bağıntı olduğunu göstermektedir.

93

nı zamanda büyük ölçüde genel fiyat artışı için de bekleyiş oluşturulması anlamına gelmektedir. Çünkü bu ikisi arasında, Lucas (1973)'te yapılan varsayım gereği, çok yakın bir ilişki vardır. (Cukierman ve Wachtel, 1979: 599-600). Belirtmek gerekir ki, uygulamalı çalışmalarda Ep t ile Ep i t ara-sında bir ayırım yapılmamaktadır. (Örneğin, Saunders, 1981; Tompkinson, 1981). Çünkü Lucas denkleminin asıl vurguladığı nokta, devresel üretim-deki değişmenin beklenmeyen fiyat artışından kaynaklandığıdır. Bu ise (p i t—Ep i t) ile ifade edilebilir. Herşeye rağmen, değinilen sorun bir ölçüde alt sektörler için var ise de, imalat sanayii için yoktur. Zira imalat sana-yiini temsil eden denklemde p l t—Ep i t terimi' p t—Ept olmalıdır.

(IV.3.1) ve (IV.3.2) denklemleri imalat sanayii ve alt sektörleri için tahmin edilmişlerdir, aı katsayısının tahmini hem işaret hem büyüklük olarak her iki denklemde de fazla bir farklılık göstermediğinden, sadece (IV.3.2) denkleminin tahmin sonuçları Tablo IV.3'te sunulmuştur. Bu tab-lodaki sonuçlardan görülmektedir ki:

i) Lucas sunum denkleminin asıl katsayısı a, iki sektör (371 ve 384) dışında eksi işaretlidir. Halbuki Lucas denkleminin anlamlı olabilmesi için a'nın işaretinin artı olması gerekmektedir. Bununla birlikte, bu katsayılar-dan büyük çoğunluğu %5 anlamlılık düzeyinde sıfırdan farksızdır. Yalnız-ca 311+2 ve 352 numaralı sektörlerde a katsayısı istatistiksel olarak sıfır-dan küçüktür. Bu bulgular, Lucas sunum denkleminin Türkiye imalat sa-nayii için geçerli olmadığım vurgulamaktadır.

ii) Bir önceki bölümde 311+2, 34, 353+4, 36 ve 384 numaralı sektör-lerdeki bekleyişlerin rasyonel olarak oluşturulduğu kabul edilebilmişti. Özellikle bu sektörlere ilişkin tahmin sonuçlarına dikkat edildiğinde, ge-nel sonuçlardan farklı bir durum olmadığı anlaşılmaktadır. Dolayısıyla bekleyişlerin rasyonel olması, Lucas sunum denkleminin geçersizliğini et-kilememektedir.

iii) Lucas sunum denkleminin diğer katsayısı k, 353+4 numaralı sek-tör dışındaki tüm sektörlerde ve imalat sanayiinde eksi işaretlidir. Bu ol-gu, imalat sanayii ve alt sektörlerinde kapasite kullanım oranının giderek düştüğüne işarettir. Değinilen düşüş, k katsayısının %5 anlamlılık düze-yinde sıfırdan küçük olduğu 313, 32, 34, 351 ve 372 numaralı sektörlerde çok daha belirgindir. v

Lucas denkleminin a katsayısı başka çalışmalarda da, makro düzeyde ya sıfırdan farksız (Hail, 1975; Sheffrin, 1979) ya da eksi işaretli (Fair, 1979) bulunmuştur. Gerçi bu çalışmalarda bekleyiş verileri kullanılmamış ve bekleyişlerin rasyonelliği baştan kabul edilerek bunlar modellerin dış-

94

T A B L O IV.3

Lucas Sunum Denklemi (IV.3.2)'nin Tahmin Sonuçları1

Sektör a t ki K2 D.W.2

3 -0 .002 (-0.898)

—0.197 (-0.667)

0.000 2.135

311+2 —0.003* (-2.164)

—0.044 (-0.167)

0.162 2.043

313 -0 .000 (-0.084)

—0.447* (—1.788)

0.075 2.288

314 —0.001 (—0.146)

—0.323 (-1.371)

0.005 2.495

32 —0.003 (-0.668)

—0.602* (-2.115)

0.154 2.257

33 -0 .001 (-0.462)

—0.502 (-1.676)

0.090 2.286

34 -0 .008 (—0.636)

—0.547* (—2.227)

0.171 2.073

351 -0 .001 (-0 .395)

—0.569* (-2.541)

0.229 2.384

352 -0.003* (-2 .432)

—0.162 (-0.790)

0.242 2.616

353+4 -0 .001 (-0.323)

9

0.019 (0.062)

0.000 1.723

355+6 -0 .001 (-0.313)

-0 .463 (-1 .479)

V

0.015 1.852

T A B L O IV. (Devamı)

Sektör aî ki E 2 D.W.

36 -0 .002 (—1.184)

—0.419 (-1.278)

0.063 2.052

371 0.004 (0.794)

-0 .257 (-0.948)

0.000 1.936

372 -0.002 (-1.288)

-0.517* (-2.098)

0.276 1.999

381+2 -0 .000 (-0 .045)

-0 .157 (—0.535)

0.000 2.075

383 —0.001 (-0 .222)

-0.365 (-1.318)

0.000 2.088

384 0.002 (0.821)

-0.240 (—1.006)

0.000 1.985

ı Sabit terim tahminleri (dj) tabloda verilmemiştir. Tahminde kullanılan veri sa-yısı 17'dir. Katsayı tahminlerinin altında parantez içindeki değerler t-istatistik-leridir.

2 Hesaplanan h-istatistiklerine göre, %5 anlamlılık düzeyinde hiçbir sektörde bi-rinci sıra içsel bağıntı yoktur. En yüksek h-istatistiği değeri (sektör 352 için) 1.232 olarak bulunmuştur.

* %5 anlamlılık düzeyinde ve tek yanlı sınama ile sıfırdan küçüktür.

sal değişkenleri cinsinden ifade edilmişlerdir ama, Lucas sunum denklemi-nin devresel hareketleri açıklamakta yetersiz kaldığını Ve hatta yanlış bir açıklama getirdiğini göstermektedirler. Değinilen çalışmaların ve bu ça-lışmanın bulguları ışığında, bekleyişlerin rasyonel olduğu kabul edilse bi-le, Lucas sunum denkleminin ya yanlış varsayımlar üzerine kurulduğu ya da "doğal oran hipotezinin" geçersiz olduğu sonucu ortaya çıkmaktadır. Aslında bu ikisi birbirlerinden bağımsız değildir. Doğal oran hipotezi, bek-leyişlerin rasyonelliği yanında, tüm fiyatların esnek olduğu, miktar sınır-lamalarının bulunmadığı ve ekonominin (veya piyasaların) uzun dönem dengeden sapmasının ancak makro düzeydeki bilgilerin zamanında elde

96

edilememesinden kaynaklandığı varsayımları altında geçerli olabilmekte-dir. Bu varsayımların doğrulanmadığı durumlarda, doğal oran hipotezi de doğrulanmayacaktır. Lucas sunum denkleminin ve dolayısıyla doğal oran hipotezinin geçersizliği, Lucas-Sargent önermesi olarak bilinen "politika etkisizliği" önermesini de geçersiz kılacaktır.

Tablo IV.3'teki sonuçlara bakılarak, Türkiye imalat sanayii için ne gibi yorumlar getirilebilir? Birincisi, incelenen dönemde beklenmedik fi-yat artışları sunumu (kapasite kullanım oranını) ya etkilememekte veya ters yönde etkilemektedir. Bunun nedeni şöyle açıklanabilir: Fiyatları bek-lenenin üzerine çıkaran ve sunumu daraltan aynı olgudur ve istemdeki değişmelerden daha fazla etki yapmaktadır. Değinilen olgu, DİE'nin anket sonuçlarına göre, hammadde ve enerji yetersizliğidir. Hammadde yetersiz-liği, dışalımın istenen düzeye ulaşamadığının göstergesidir. Ancak 1980 III döneminden başlayarak, belirtilen yetersizliklere malî kaynak ve istem yetersizlikleri de eklenmiştir. Neftçi (1980: 187-188), beklenmedik fiyat artışlarının Türkiye'de makro düzeyde üretimi arttırdığını, elde ettiği bul-gulara dayanarak, söylemektedir. Fakat Neftçi'nin bulguları yanlıştır, çün-kü beklenen fiyat düzeyini gerçekleşen fiyat düzeyinin gecikmeli değerleri ile ifade etmektedir. Bu ifade şeklinin ne kadar yanlış sonuçlar verebile-ceği bir önceki bölümde açıklanmıştır.

İkincisi, enflasyonu durdurmaya yönelik bir iktisat politikasının, su-num yetersizliklerini gidermeye özen göstermesi gerekmektedir. Çünkü bu yetersizlikler, bir yandan fiyatları beklenmedik şekilde arttırırken, bir yandan da ürtimde daralmalara yol açmaktadır. Sadece istem sınırlayıcı önlemlerle enflasyonun durdurulamayacağı ortadadır.

IV.4. SONUÇ

Türkiye imalat sanayiinde üretici fiyat artışı bekleyişlerini yansıtan veriler vardır. Bu veriler niteliksel yapıda olmakla birlikte, anlamlı bir şekilde sayısal bekleyiş değerleri olarak ifade edilebilirler. Bu işlem bu çalışmada diğer çalışmalarda uygulananlardan farklı bir yöntemle kapıl-mıştır. Elde edilen sayısal bekleyiş verileri göstermektedir ki, fiyat artış bekleyişleri 1977 ve 1978 yıllarında gerçekleşen artışların altında kalmış-larsa da, daha sonraları bu durum değişmiştir. Öyle ki, 1980 III dönemin-den başlayarak bekleyişler birçok sektörde gerçekleşmelerin üzerine çık-mıştır. Bu olgu, daha önceki yüksek düzeylerde olmasa da, enflasyonun süreceğine ilişkin bir beklenti olduğunu yansıtmaktadır. Dolayısıyla, uy-gulanmakta olan iktisat politikasının enflasyonu durdurma açısından ba-şarısının, incelenen dönemde sınırlı kaldığı söylenebilir.

97

Bekleyiş verilerinin rasyonelliği konusunda yapılan sınamalar, en azın-dan bazı sektörlerde bekleyişlerin rasyonel olarak oluşturulduğunu göster-mektedir. Bu durumda, neoklasik makro modellerin bekleyişlerin rasyonel olduğu varsayımı, kısmen de olsa, kabul edilmelidir. Bu varsayımın ge-çerli olabileceği, bekleyişlerin gerçekleşen gecikmeli değerler ile temsil edilemeyeceği bulgusu ile de ortaya çıkmıştır. Bekleyişler gerçekleşmele-rin gecikmeli değerleri ile temsil edildiğinde, elde edilen bekleyiş değer-leri yanıltıcı olacaklardır.

Bekleyişlerin rasyonelliği bir ölçüde kabul edilse bile, neoklasik mak-ro iktisat'ın diğer varsayım ve önermelerini kabul etmek olanaksızdır. Çünkü bu modellerin temel denklemi olan Lucas sunum denklemi Türki-ye imalat sanayii için geçersizdir ve hatta anlamsızdır. Bu sonuç sadece bu çalışmada değil, başka çalışmalarda da ortaya çıkmaktadır. Dolayısıyla neoklasik modellerin temel hipotezi olan "doğal oran hipotezi" ve temel önermesi olan "politika etkisizliği önermesi" reddedilmelidir.

98

BÖLÜM V

SONUÇLAR VE DEĞERLENDİRMELER

Çalışmanın inceleme ve bulguları ışığında ulaşılan sonuçları ve yapı-lan değerlendirmeleri, biri genel düzeyde diğeri de Türkiye özelinde ol-mak üzere, iki bölümde sunmak yararlı olacaktır.

V.l. GENEL DEĞERLENDİRMELER

Yeni neokiasik makro-iktisat iki önemli konuya dikkat çekmektedir ve bu konulara yaptığı katkı yadsınamaz. Bunlardan birincisi, özellikle Keynesci düşüncenin etkisi altında ekonomik işleyişin istem yanma çok ağırlık verilip, sunum yanının ihmal edilmiş olduğu saptamasıdır. İkincisi ise bekleyişlerin, Keynes'de ve Keynescilerde olduğu gibi sadece uzun dö-neme ilişkin kararlarda değil, kısa dönem kararlarda da belirleyici etkisi-ni vurgulamasıdır. Bekleyiş değişkenlerinin ekonomik ilişkileri açıklayan denklemlerde yer alması, gerçek ekonomideki belirsizliğin, bir ölçüde de ol-sa, dikkate alınması demektir. Bununla birlikte, neokiasik makro-iktisatın bu iki konuya yaklaşımı ve getirilen çözümlemeler doyurucu olmaktan uzaktır. Geliştirilen formel modeller gerçekle bağdaşmayan varsayımlara dayandığından, bu modeller gerçek ekonomideki oluşumları açıklayama-makta ve bazen yanlış öngörülerde bulunmaktadırlar.

Neokiasik makro iktisat, ekonominin sunum yanına önem verdiğini, bekleyişleri içeren sunum denklemleri türeterek göstermektedir. Lucas ve Barro denklemleri, bu anlamda türetilmiş temel ilişkilerdir. Ancak sunumu belirleyen gene istemdir: Lucas denkleminde istem fiyatlara yansımakta, Barro denkleminde para miktarına yansımaktadır. Para miktarı ile fiyat-lar arasında da zaten şaşmaz bir ilişki vardır. Aslında dolayısıyla, sunum için getirilen bir açıklama yoktur. Üretim darboğazları yoktur; miktar sı-nırlamaları yoktur; yapısal ve gönülsüz işsizlik yoktur. Fiyatlar bütünüy-le esnektir, piyasalar her zaman dengededir, işsizlik varsa bile bu gönüllü

99

işsizliktir ve piyasaların uzun dönem dengeden sapması ancak makro düzeydeki bilgilerin zamanında elde edilememesinden kayaklanmaktadır. Bekleyişlerin rasyonelliği, bu çerçeveyi tamamlayan ve pekiştiren bir öğe-dir.

Piyasaların işleyişine ve bekleyişlerin oluşturulmasına ilişkin varsa-yımlar, ekonomi için bir "doğal işsizlik oranı" veya "doğal üretim artış oranı" tanımlaması getirmektedir. Ekonomi uzun dönemde bu oranların alfanda veya üstünde seyredememektedir. Doğal oran tanımlaması bazen şaşırtıcı şekillerde kendini göstermektedir. Örneğin İngiltere'de işsizliğin son zamanlarda hızla t ı rmanarak %10'un üzerine çıkmasını, bazı yazarlar, bu ülkede doğal işsizlik oranının artmış olması ile açıklayabilmektedir-ler. (Batchelor ve Sheriff, 1980). İşsizlik oranı %20'lere, %30'lara çıksa bile herhalde aynı açıklama getirilebilecektir.

Doğal oran tanımlaması, ekonominin uzun dönemdeki çizgisinden, ik-tisat politikaları ile saptırılamayacağı sonucunu beraberinde getirmekte-dir. Bu nedenle genelde, ekonominin doğal dengesine pasif olarak uyan bir iktisat politikası önerilmektedir. "Politika etkisizliği" önermesinin özü bu-dur. Diğer yandan, ekonomide bir bunalım var ise, ki enflasyon bunalı-mın önemli yanı olarak alınmaktadır, bunu giderme yolu olarak para mik-tarındaki artışlara son veren ve vergi oranları ile kamu harcamalarını dü-şüren bir politika önerilmektedir. Burada vurgulama, istemi daraltmaya yönelik para politikası üzerinedir ve ekonominin kısa zamanda uzun dö-nem "doğal" dengesine geleceği kabul edilmektedir. Vergi politikası ile birlikte ücret artışlarının frenlenmesi kârlılığı arttıracak ve sunum bun-dan olumlu etkilenecek düşüncesi vardır. Sunumu arttırabilecek, özellikle miktar sınırlamalarını giderebilecek, başka önlemlere yer yoktur çünkü bu sınırlamaların varlığı tanınmamaktadır.

Hem genel anlamda hem bunalımdan çıkış için öne sürülen iktisat politikaları, ekonomideki tüm fiyatların esnek, tüm piyasaların dengede ve bekleyişerin rasyonel olduğu durum için anlamlıdır. Eğer bu varsayım-lardan birisi geçerli değilse, aktif iktisat politikası ekonominin işleyiş ve büyümesini etkileyecektir. Daha da önemli olanı, eğer bu varsayımlardan birisi geçerli değilse, büyük ölçüde para miktarı ayarlamasına dayanan bunalımı giderme politikası, üretimde düşüşlere neden olacaktır.

Neoklasik iktisatta, doğal oran hipotezi ve politika etkisizliği önerme-si savunulurken, sık sık bekleyişlerin rasyonelliğine başvurulmaktadır. Çünkü denilmektedir, piyasalar sürekli yanılgı içinde olamazlar. Bekle-yişlerin rasyonel olarak oluşturulduğu, yapılan varsayımlardan bir tane-sidir ve dolayısıyla bu varsayım geçerli bile olsa, diğer varsayımlardan

100

birinin doğrulanmaması, hem hipotezi hem önermeyi geçersiz kılacaktır.1

Hem bu çalışmada hem başka çalışmalarda, değinilen varsayımların ge-çerli olmadığı gösterilmiştir. Neoklasik iktisatm temel ilişki ve öngörüle-rinin geçersizliği de buradan kaynaklanmaktadır. Sonuç olarak, neoklasik makroiktisatm bazı konulara dikkat çekmesi yerindedir ancak getirilen çözümlemeler yetersiz ve gerçek dışıdır. Hicks'in Keynes için söylediğini, neoklasik iktisatçılar için yinelemek yerindedir: Bir elleriyle verdiklerini diğer elleriyle almaktadırlar.

V.2. TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN DEĞERLENDİRMELER

Şunu başta belirtmek yerinde olacaktır ki, Türkiye ekonomisinin sa-nayi sektörünü ayrıntıyla inceleyebilecek veri kaynakları vardır. Değini-len kaynaklardan yararlanılarak, sanayi sektöründeki kısa dönem değişme ve ilişkiler doğru olarak ortaya çıkarılmalıdır. Özellikle imalat sanayi için yayınlanan -eğilim anketleri sonuçlarına dayanılarak bu çalışmada türe-tilen veriler ve yapılan tahminler, bu yönde atılmış bir adım sayılmalıdır. İmalat sanayii için türetilen verilerin incelenmesinden anlaşılmaktadır ki: i) Fiyat artışları, 1977 yılı başından 1980 yılı başına kadar süren hızlı tır-manışı, 1980 II döneminden bu yana göstermemektedirler. Bununla bir-likte artış oranları, 1975 ve 1976 yıllarına kıyasla çok yüksektirler. Enflas-yon bir sorun olarak durmaktadır, ii) Kapasite kullanım oranları, 1980 yı-lı sonundaki artış dışında, sürekli düşme göstermişlerdir. 1975 yılında %75 dolayında seyreden bu oranlar, 1980 yılına gelindiğinde %50 dolayına inmişlerdir. 1980 yılı ortalarına kadar hammadde ve enerj i yetersizliği gibi sunum darboğazlarından kaynaklanan düşük kapasite kullanımı, 1980 III döneminden sonra, bunlara ek olarak, istem ve mali kaynak yetersiz-liklerinden de etkilenmiştir, iii) Fiyat artış bekleyişleri, özellikle 1977 ve 1978 yıllarında gerçekleşen artışların altında kalmıştır. Buna rağmen, gerçekleşme verilerindeki dönüş noktalarının hemen hemen tümü doğ-ru olarak öngörülebilmiştir. Dikkati çeken bir olgu, bekleyişlerin 1930 III döneminden başlayarak gerçekleşmelerin üzerinde seyretmesidir. Do-layısıyla imalat sanayiinde enflasyonun, daha önceki yüksek oranlarda olmasa bile, süreceğine ilişkin bir beklenti vardır.

Bu olgu: a) 1982 yılı başlarında yeniden artış eğilimi gösteren enflas-yon oranının haberini vermektedir, b) Ekonomideki yüksek (nominal) faiz oranlarının neden düşme yönünde bir eğilim göstermediğini açıklamakta-

ı Johansen (1981: 17-18), piyasalardaki belirsizliğin farklılık göstereceğini ve bu farklılık dikkate alındığında bile politika etkisizliği önermesinin geçerliliğini yitireceğini ifade etmektedir.

101

dır. c) 1980 yılı başından bu yana uygulanan istikrar programının, bekle-nen fiyatları gerçekleşenlerin altına düşüremediği için, enflasyon ile sa-vaşımda başarısının sınırlı kaldığını göstermektedir.

Türetilen bekleyiş verilerinin rasyonelliği konusunda yapılan sına-malar, bazı sektörlerde bekleyişlerin rasyonel olarak oluşturulduğunu ifa-de etmektedir. Bu durumda, neokiasik makro modellerin bekleyişlerin ras-yonel olduğu varsayımı, kısmen de olsa, kabul edilmelidir. Bu varsayımın geçerli olabileceği, fiyat artış bekleyişlerinin, gerçekleşen fiyat artışları-nın gecikmeli değerleri ile temsil edilemeyeceği bulgusu ile de ortaya çık-mıştır. Bekleyişler gerçekleşmelerin gecikmeli değerleri ile temsil edildi-ğinde, elde edilen bekleyiş verileri yanlış olmaktadır.

Bekleyişlerin rasyonelliği bir ölçüde kabul edilse bile, neokiasik mak-ro-iktisatın diğer varsayımları için aynı durum geçerli değildir. Yapılan sınamalar sonucunda, neokiasik modellerde varsayılanın aksine, imalat sa-nayiindeki fiyat artışları dağılımının normal olmadığı ve bazı göreli fi-yatların, diğerlerine kıyasla, daha fazla arttığı saptanmıştır. Bu iki bulgu-nun, ekonomideki bazı fiyatların daha katı olmasından kaynaklandığı ifa-de edilmiştir. Dolayısıyla, neokiasik modellerdeki gibi tüm fiyatların aynı esneklik içinde olmadığı sonucuna ulaşılmıştır.

Neokiasik modellerdeki fiyat denklemlerinde öngörülen bazı etkilen-melerin ve katsayı işaretlerinin imalat sanayii için geçerli olup olmadığı-na, nedensellik sınamaları yoluyla bakılmıştır. Nedensellik ilişkileri bul-gularından görülmüştür ki, neokiasik modellerde öngörülenin aksine, ka-pasite kullanım oranındaki değişmeler ile fiyat artışları • arasında ya ters yönlü bir etkilenme vardır veya etkilenme yoktur. Bu bulgu şöyle açık-lanmıştır: Neokiasik modellerde, kapasite kullanım oranındaki değişmeler tümüyle istemdeki değişmelerden veya istem şoklarından kaynaklanmak-tadır. Bu modellerde sunuma ilişkin sınırlamalar ve darboğazlar söz ko-nusu değildir. Halbuki kapasite kullanım oranındaki değişmeler, istem şok-ları yanında sunum şoklarını veya üretim darboğazlarını da yansıtmak-tadır. Üretim darboğazlarının ağır bastığı bir ortamda, kapasite kullanım değişmeleri ile fiyat artışları arasında ters yönlü bir ilişkinin olması do-ğaldır.

Bu açıklama, DÎE eğilim anketleri sonuçlarınca da doğrulanmakta-dır. İmalat sanayiinde bu anketlere yanıt veren firmalardan ortalama %60'ı, 1977 III -1980 III döneminde düşük kapasite ile çalışma nedeni ola-rak, hammadde, enerj i ve mali kaynak yetersizliklerini belirtmşilerdir. Aynı dönemde, tam kapasitede çalışmamayı istem yetersizliğine bağlayan firma sayısı, toplamın ortalama %20'si dolayındadır. Gerçi 1980 III -1981 III döneminde hammadde, enerji ve mali kaynak yetersizliklerini belirten

102

firma sayısı toplamın ortalama %50'sine düşmüş, istem yetersizliğini be-lirten firmaların oranı da %30'un üzerine çıkmıştır ama, üretim sorunları önemini korumaktadır.

Yapılan başka nedensellik sınamaları sonucunda, imalat sanayiindeki fiyatların para miktarından etkilendiği, ama bu etkinin zayıf olduğu gö-rülmüştür. Diğer yandan, petrol fiyatlarındaki artışların, imalat sanayiin-de fiyat artışlarına neden olduğu kesin olarak söylenebilmektedir.

Neoklasik modellerin fiyat denklemlerindeki etkilenme ve katsayı işa-retleri yanlış bulunmuştur ama, bu modellerin temel denklemi sayılan Lu-cas sunum denklemi, bekleyişleri içeren şekliyle de ayrıca tahmin edil-miştir. Böylece değinilen denklemin, Türkiye imalat sanayii için geçerli-liğini saptamak amaçlanmıştır. Yapılan tahmin sonucunda adı geçen denk-lemin, bekleyişlerin rasyonel kabul edildiği sektörlerde bile, geçersiz ve anlamsız olduğu görülmüştür. Bu sonuç başka çalışmalarda da ortaya çık-maktadır. Haliyle, neoklasik modellerin temel hipotezi olan doğal oran hipotezinin reddedilmesi gerekmektedir.

Bu bulguların, iktisat politikası önerilerine ve uygulamalarına yansı-ması nedir? Genel düzeyde, doğal oran hipotezi reddedildiğine göre, poli-tika etkisizliği önermesi de reddedilmelidir. Diğer bir deyişle, aktif iktisat politikaları, ekonominin işleyişini ve büyümesini etkileyebileceklerdir. Bu-nun nedeni, neoklasik modellerde varsayıldığının aksine, ekonomilerde fi-yat katılıklarının ve miktar sınırlamalarının bulunmasıdır. Türkiye öze-linde, enflasyon ile savaşımı amaçlayan iktisat politikalarının, şu noktalan dikkate alması gerekmektedir:

i) İstemi daraltmaya yönelik para miktarı ayarlamalarına ağırlık ve-ren bir politika, ekonominin üretim yanı geri planda bırakıldığı sürece, amacına ulaşamayacak tam tersine üretim düşüşlerine neden olacaktır, ii) Bu tü r bir politika uygulaması, ekonominin uzun dönem büyüme ora-nını da olumsuz yönde etkileyebilecektir, iii) Ekonomideki üretim darbo-ğazlarını giderici ve kapasite kullanımını arttırıcı önlemlere ağırlık veril-melidir. Üretim darboğazları var olduğu sürece, kârlılığı art t ırmaya yö-nelik önlemler, sunumu yükseltmekte yetersiz kalacaklardır. Değinilen darboğazlar giderildiği ve kapasite kullanımı arttırıldığı ölçüde fiyat ar-tışları azaltılmış olacaktır çünkü bunlar arasında ters yönlü bir ilişki var-dır.

Daha somut olarak: a) Kapasite kullanımını ar t t ıncı önlemlere yer verilebilir. Örneğin, iki ve üç vardiya çalışılması özendirilebilir. Bu şekil-de hem üretim hem istihdam olumlu yönde etkileneceklerdir, b) Ener j i yetersizliğini giderecek yatırımlara öncelik tanınabilir. Böylece kapasite

103

kullanımını sınırlayıcı bir etken ortadan kaldırılırken, petrol dışalım ge-reksinmesi de azaltılabilir, c) Hammadde ve yarı mamüller girdileri açı-sından büyük ölçüde dış alımlara dayalı sektörlerin gelişmeleri engellene-bilir veya dış satımlarla kendi kendilerine yeterli olmaları istenebilir.

Bitirirken, bir noktayı daha belirtmek yerinde olacaktır. Ekonomideki kısa dönem değişmelerin ve özellikle bekleyişlerin, iktisat politikaları oluşturulurken dikkate alınması bir zorunluluktur. Bu nedenle imalat sa-nayiinde uygulanan eğilim anketlerinin sonuçlarının zamanında hazırla-nıp yayınlanmasına ve bunlardan yararlamaya özen gösterilmelidir.

104

EK A

Bu Ek'te çalışmanı III. ve IV. Bölümlerinde yapılan tahmin ve ince-lemelere temel teşkil eden ve bekleyişler dışındaki veriler tablolar halin-de sunulmaktadır. Tablo Al, imalat sanayii ve alt sektörlerinde gerçekle-şen fiyat artış oranlarının elde edilişinde kapsanan maddelerin listesini içermektedir. Listede yer alan maddelerin fiyat artış oranları, 16 alt sek-tör ve imalat sanayii için toplulaştırılmış ve sonuçlar Tablo A2'de veril-miştir. Bu tabloda yer alan artış oranları, üretici fiyatlarındaki artış oran-larıdır, zira hesaplamalarda kullanılan veriler maddelerin fabrika çıkış fiyatlarını yansıtmaktadır. Tablo A2'deki oranların türetilişinde madde-ler, kesimler (kamu ve özel) ve alt sektörler için değişebilen ağırlıklar kullanılmıştır. Kesimler ve sektörler için kullanılan ağırlıkların büyük-lükleri hakkında bir fikir verebilmek için bunların dönem ortalamaları da aynı tabloda gösterilmiştir.

Tablo A3'ün ilk sütununda Petrol ve Türemleri dışında kalan alt sek-törlerde gerçekleşen ortalama fiyat artış oranları verilmektedir. Bu tablo ayrıca Ticaret Bakanlığı Toptan Eşya Fiyatları Genel İndeksinde ve aynı indeksin Sanayi Hammaddeleri ve Yarımamülleri alt bölümünden elde edilen fiyat artış oranlarını ve dar anlamda tanımlanmış para miktarın-daki artış oranlarını da içermektedir. Tablo A4'te imalat sanayi ve alt sektörlerindeki kapasite kullanım oranlan sunulmaktadır. Bu oranlar, 1977 III -1981 III dönemi için DİE'nin ilgili konudaki eğilim anketleri sonuç-larından yararlanılarak ve 1975 I - 1977 II dönemi için zirveden zirveye trend yöntemine göre hesaplanmıştır. Oranların türetilişinde kesimler ve alt sektörler için kullanılan ağırlıklar da bu tabloda yer almaktadır.

105

TABLO Al

İmalat Sanayii Üretici Fiyat Artış Oranlarının Hesaplanışında Kapsanan Sektör ve Maddeler*

Sektör Kodu:

311+312

313

314

32

33

imalat Sanayii (160; 207)

Gıda Sanayii (22; 30) [Et (K), Süt (K ve Ö), Beyaz Peynir (K ve Ö), Kaşar Pey-niri (K ve O), Yoğurt (K ve Ö), Çekirdeksiz Kuru Üzüm (Ö), Kuru İncir (O), Naturel Meyva Suları (Ö), Marga-rinler (Ö), Ayçiçek Yağı (Ö), Pamuk Yağı (Ö), Zeytin Yağı (K ve Ö), Prina Yağı (Ö), Buğday Unu (K ve Ö), İrmik (O), Makarna-Şehriye (Ö), Bisküvit (Ö), Şeker (K ve Ö), Çukulota ve Mamülleri (Ö), Çay (K), İç Fındık (Sı-ramalı) (Ö), Hayvan Yemi (K ve Ö) ].

İçki Sanayii (7; 9) [Rakı (K), Votka (K), Şarap (K ve Ö), Bira (K ve Ö), Kolalı Gazozlar (O), Mey vali Gazozlar (Ö), Sade Gazoz-lar (O)].

Tütün Sanayii (2; 2)

[İşlenmiş Yaprak Tütün (K), Filtreli Sigara (K)] .

Dokuma ve Deri Sanayii (23; 38) [Karde Pamuk İpliği (K ve O), Suni Elyafla Karışık Pa-muk İpliği (O), Sentetik Elyafla Karışık Pamuk İpliği (Ö), Penye Pamuk İpliği (K ve Ö), Polyester-Viskon Karışımı İplik (Ö), Basma (K ve Ö), İpliği ve Topu Boyalı Bez (K ve Ö), Jakarlı Mamüller (K ve Ö), Kaşarlı ve Merserize Mamüller (K ve O), Sentetik İplikle Karışık Pamuklu Do-kuma (K ve Ö), Suni İplikle Karışık Pamuklu Dokuma (K ve O), Straygarn Giyim İpliği (K ve Ö), Kamganı Yün İpliği (Ö), Karışık Yün İpliği (K ve Ö), Kamgam Kumaş (K ve Ö), Straygarn Kumaş (K ve Ö), Karışık Yünlü Kumaş (K ve Ö), Devamsız Sentetik İplik (K ve Ö), Devamlı Sentetik İplik (O), Makina Halısı (K ve Ö), Vidala (O), Elbiselik-Eldivenlik Deri (O), Glâse (O)]. Orman Ürünleri Sanayii (4; 8) [Kereste (K ve Ö), Yonga Levha (K ve Ö), Kaplama (K ve Ö), Kontrplak (K ve O) ].

106

T A B L O l (Devamı)

Sektör Kodu:

34 Kağıt ve Basım Sanayii (8; 9) [Birinci Hamur Kağıt (K), İkinci Hamur Kağıt (K), Ga-zete Kağıdı (K), Üçüncü Hamur Kağıt (K), Sigara Kağı-dı (K), Ambalaj Kağıdı (K), Torba Kağıdı (K), Karton (K ve ö ) ] .

351 Ana Kimya Sanayii (14; 15) [Saf Etilen (K), Saf Propilen (K), Sülfrik Asit (K), Sud Kostik (K), Karpit (K), Teknik Amonyum Nitrat (K), Amonyum Sülfat %21 (K), Amonyum Nitrat %20.5 (K), Amonyum Nitrat %26 (K), Süper Fosfat (K), Diğer Fos-fatlı Gübreler (K ve Ö), Polietilen (K), Polistren (K), Po-livinil Klorür (K)] .

352 Diğer Kimyasal Ürünler Sanayii (11; 13) [Yağlı Boya (Ö), Sentetik Boya (Ö), Selülözik Boya (ö ) , Plastik Boya (Ö), Vernik (Ö), Tiner (Ö), Sabun (K ve Ö), Deter jan (Ö), Kibrit (K ve Ö), Karbon Siyahı (K), Do-desil Benzen (K) ].

353+354 Petrol ve Türemleri Sanayii (10; 11) [LPG (K), Nafta (K), Normal Benzin (K), Süper Benzin (K), Gazyağı (K), Motorin (K), Fuel Oil No. 5 (K), Fuel Oil No. 6 (K), Asfalt (K), Makina Yağı (K ve Ö)] .

355+356 Lastik ve Plastik Ürünleri Sanayii (9,9) [Kamyon ve Otobüs İç Lastiği (O), Binek Oto İç Lastiği (O), Kamyon ve Otobüs Dış Lastiği (O), Binek Oto Dış Lastiği (Ö), Traktör ve Grayder Arka Dış Lastiği (Ö), Kalıp Mamülü Lastik Ayakkabı (Ö), Plastik Yer Döşeme-si (O), Plastik Sünger (O), Suni Deri (O)].

36 Taş ve Toprağa Dayalı Sanayii (5; 8) [Delikli Fabrika Tuğlası (O), Kiremit (K ve Ö), Şamot Tuğlası (K ve O), Krom Magnezit Tuğlası (K), Çimento (K ve O)].

371 Demir-Çelik Sanayii (14; 20) [Sıvı-Mayi Ham Demir (K), Sıvı-Mayi Çelik (K), İngot (K ve O), Blum (K), Kütükler-Kütle Çelikler-Karbonlu Çelikler (K ve O), Slap (K), Yuvarlak İnşaat Demiri (K

107

T A B L O l (Devamı)

S e k t ö r K o d u :

372

381+382

383

384

* Açıklamalar: (1) Her sektör için parantez içinde verilen ilk rakam ilgili sektörün fiyat artış hesaplamasına giren madde sayısını göstermektedir. Bir madde hem kamu hem özel kesim tarafından üretiliyor ise, fiyat artış oram her iki kesim için de bulunmuştur; parantez içindeki ikinci rakam hesaplamaya giren oran sayısını belirlemektedir. (2) Maddeler yanında yer alan (K) ilgili madde için sadece kamu kesimi veri-lerinin kullanıldığını, (ö) sadece özel kesim verilerinin kullanıldığını, (K ve Ö) İse ilgili madde için her iki kesim verilerinin de kullanıldığını belirlemektedir. Yukarıdaki açıklamada değinildiği gibi, parantez içndek rakamların farklılığı da buradan kaynaklanmaktadır. (3) 1976 I'den önceki dönemlerde Deri Sanayii (3; 3), Orman Ürünleri Sanayii (4-, 8) ve Plastik Ürünleri Sanayii (3; 3) için veri yoktur; bu sanayiler belirtilen dönemlerde anket dışı tutulmuşlardır. Dolayısıyla Toplam İmalat Sanayii fiyat artış oranlarının hesaplanışında, 1976 II döneminden önce kapsanan madde sa-yısı 150, kullanılan oran sayısı da 193'tür. (4) Tablodaki bazı maddeler, verilerde tutarsızlık görüldüğünde, zaman zaman kapsam dışı bırakılmışlardır.

v e 0 ) , A ğ ı r v e Hafif Profi l (K ve Ö) , L a m a (K ve Ö) , Çe-l ik Te l ( 0 ) , Saç ( K ) , Dikişl i Çel ik B o r u ( 0 ) , Çel ik D ö k ü m (K v e Ö ) , G r i D ö k ü m ( 0 ) ] .

D iğe r M e t a l S a n a y i i (4; 7) [Bl i s te r B a k ı r ( K ) , P i r i n ç Ç u b u k (K v e Ö) , A l ü m i n y u m L e v h a (K ve Ö) , A l ü m i n y u m Prof i l (K ve Ö ) ] .

M e t a l E ş y a v e M a k i n a S a n a y i i (7; 8) [Ça ta l -Bıçak-Kaş ık ( 0 ) , Çiv i (Ö) , P e t r o l - L P G Sobas ı (Ö) , • T r a k t ö r (K v e 0 ) , Ç a m a ş ı r M a k i n a s ı (Ö) , Buzdo lab ı ( 0 ) , Dik iş M a k i n a s ı ( O ) ] .

E l e k t r i k M a k i n a , C ihaz ve Ale t l e r i S a n a y i i (13; 13) [E l ek t r i k M o t o r u (1 B G ' d e n B ü y ü k ) (Ö) , T r a n s f o r m a t ö r (5 K W A ' d a n B ü y ü k ) (Ö) , V o l t a j R e g ü l a t ö r ü (Ö) , E lek-t r i k Sayacı -Monofaze ( K ) , Ş a l t e r (Ö) , Te lev izyon Alıcıs ı ( 0 ) , Telefon S a n t r a l ı ( 0 ) , E l e k t r i k S ü p ü r g e s i (Ö) , A k ü -m ü l a t ö r ( 0 ) , E l e k t r i k K a b l o s u (Ö) , E l e k t r i k A b p ü l ü (Ö) , K a y n a k E l e k t r o d u ( 0 ) , E l e k t r i k M o t o r u (1 B G ' d e n K ü -çük) ( Ö ) ] .

Taş ı t A r a ç l a r ı S a n a y i i (7; 7) [O tomob i l ( 0 ) , O t o b ü s ( 0 ) , M i n i b ü s (Ö) , K a m y o n ( 0 ) , K a m y o n e t ( 0 ) , O to R a d y o t ö r ü (O) , Bis ik le t ( Ö ) ] .

108

TABLO A2

İmalat Sanayii ve Alt Sektörlerinde Üretici Fiyat Artış Oranları (%)

Sektör Ort. Kamu

Payı 1 Ort. Sektör

Payı 3 1975 III 1975 IV 1976 1

3 0.550 1.000 2.62 2.78 3.72

311+2 0.427 0.151 0.55 2.26 3.67

313 0.664 0.029 7.02 2.75 1.55

. 314 1.000 0.071 11.18 1.50 2.82

32 0.215 0.118 3.07 8.03 7.06

333 0.400 0.011 — — —

34 0.870 0.016 12.34 3.30 2.91

351 0.849 0.022 0.66 1.96 0.33

352 0.085 0.026 2.72 3.38 5.16

353+4 0.950 0.192 0.10 0.00 0.00

355+6 0.000 0.023 0.78 7.47 2.46

36 0.363 0.045 0.44 0.96 6.52

371 0.740 0.156 0.77 1.06 5.70

372 0.673 0.012 7.00 20.39 2.26

381+2 0.198 0.041 3.82 1.88 13.43

383 0.000 0.032 0.64 4.05 4.79

384 0.000 0.056 4.52 5.34 0.75

1

TABLO (Devamı)

Sektör

3

311+2

313

314

32

33

34

351

352

353+4

355+6

36

371

372

381+2

383

384

1976II 1976III 1976IV 19771 1977II 1977III

3.01

1.15

4.12

-1 .27

10.58

2.84

1.39

6.28

3.20

0.00

0.73

2.35

4.38

0.70

6.81

2.75

4.76

. 2.48

2.04

0.62

2.94

1.55

9.65

2.89

0.35

2.87

2.60

7.31

2.52

2.10

10.69

4.23

3.94

1.27

3.19

3.76

0.99

0.00

1.80

7.61

2.17

1.86

6.22

0.14

9.09

12.93

3.93

- 2 . 2 8

7.47

6.56

4.28

3.71

4.27

0.83

0.00

6.66

11.41

3.48

1.28

7.72

0.00

10.81

0.54

1.58

4.54

3.81

8.68

11.23

13.59

3.00

6.24

3.40

4.96

6.03

13.13

2.28

11.15

50.51

16.02

2.06

7.16

5.55

6.11

5.45

10.34

5.54

3.37

3.40

6.76

7.92

21.57

22.61

0.25

2.93

3.10

9.51

6.02

6.11

4.82

8.09

10.99

1.63

110

TABLO A2 (Devamı)

Sektör 1977IV 19781 1978II 1978III 1978IV 19791

3 19.46 24.40 12.05 3.07 8.62 14.87

311+2 7.33 5.58 8.82 5.62 18.03 11.68 : i

313 8.18 26.79 1.25 3.17 15.53 30.17

314 3.19 23.62 0.00 0.28 4.93 7.20

32 14.83 10.78 16.75 5.26 10.55 25.31

33 13.51 13.76 6.71 3.99 13.04 8.69

34 39.99 6.70 5.23 11.02 3.09 4.20

351 13.45 44.81 2.06 0.76 33.64 9.87

352 24.62 38.86 14.90 7.50 7.99 38.07

353+4 37.48 64.13 3.20 0.72 0.00 3.14

355+6 9.15 33.27 26.86 2.15 7.22 11.01

36 46.07 4.15 2.76 3.14 0.44 32.08

371 26.31 13.12 16.58 2.37 8.00 18.73

372 36.24 11.05 18.47 4.08 5.82 16,15

381+2 15.66 12.65 31.53 3.88 5.60 13.90

383 13.08 22.86 22.13 5.19 11.57 22.49

384 11.61 31.15 38.40 0.00 16.04 2.89

111

TABLO A2 (Devamı)

Sektör 1979II 1979III 1979IV 19801 1980II 1980III

3 31.18 17.86 20.20 57.04 16.20 7.02

311+2 14.77 8.36 18.30 49.76 24.67 21.07

313 41.19 3.75 8.80 64.44 38.33 2.82

314 18.34 19.34 0.65 57.43 5.63 8.87

32 17.64 17.59 14.08 34.50 15.20 4.78

33 9.66 15.15 8.00 89.12 11.00 1.25

34 13.73 35.38 20.38 88.97 6.65 5.93

351 59.75 16.43 46.29 65.16 25.09 22.90

352 13.75 26.36 . 16.45 24.81 13.81 4.40

353+4 67.84 9.57 19.70 70.64 27.38 1.92

355+6 30.28 38.03 26.63 26.54 18.80 0.24

36 13.40 5.46 23.54 114.58 5.73 5.68

371 43.99 12.44 26.76 67.22 3.83 4.71

372 25.32 66.87 26.21 54.59 2.01 0.27

381+2 15.62 34.84 25.19 40.88 15.74 7.93

383 15.71 27.02 47.07 - 20.69 11.40 12.95

384 17.26 49.73 16.17 43.91 15.85 11.36

112

Sektör

TABLO A2 (Devamı)

1980IV 1981I 1981II 1981III

3 15.81 12.59 4.96 9.68

311+2 23.25 19.47 5.90 5.51

313 5.46 28.21 2.27 0.78

314 1.86 27.30 4.60 1.55

32 11.20 9.90 0.77 8.84

33 0.70 15.38 5.50 0.46

34 13.07 8.60 3.13 4.31

351 2.32 6.33 1.25 4.44

352 1.60 33.08 4.77 5.99

353+4 27.81 14.42 * 13.03 11.87

355+6 24.33 4.33 8.26 11.90

36 16.13 10.51 2.12 18.36

371 7.33 3.68 0.88 20.06

372 - 0 . 3 1 3.32 - 3 . 4 7 - 7 . 7 8

381+2 15.41 0.65 0.85 3.47

383 5.91 8.11 - 0 . 1 7 6.50

384 27.62 12.05 —0.84 1.67

Notları (1) 1975 III - 1981 III dönemi ortalamasıdır. (2) Toplam imalat sanayii içindeki sektör payının 1975 III -1981 İÜ dönemi

ortalamasıdır. (3) 1975 III -1976 I döneminde bu sektöre ilişkin veri yoktur.

113

T A B L O A 3

Petrol ve Türemleri Dışındaki Alt Sektörler Üretici Fiyatlarında, Ticaret Bakanlığı Toptan Eşya Fiyatlarında ve Para

Miktarında (Ml'de) Artış Oranları ( % \

Petrol ve Türemleri Ticaret Bakanlığı Dışındaki Alt Toptan Eşya Para

Sektörler Üretici Fiyatlarında2 Arzında3

Fiyatlarında1 Genel Sanayi (Ml'de)

1975 I — 7.28 —1.11 —1.12

II — —3.05 2.53 3.31

III 3.04 0.24 - 0 . 4 4 16.36

IV 3.46 6.00 3.93 10.68

1976 I 4.59 5.71 8.29 - 1 . 3 0

II 3.68 6.92 4.66 0.90

III 2.46 —0.17 3.90 16.70

IV 3.81 5.58 2.67 10.05

1977 I 4.43 4.51 3.63 0.81

II 5.73 6.17 7.75 11.99

III 6.11 9.90 20.16 10.18

IV 16.26 11.60 5.29 11.76

1978 I 15.93 13.65 17.60 1.25

II 14.16 8.73 9.61 2.80

114

TABLO (Devamı)

1978 I I I

I V

P e t r o l ve T ü r e m l e r i D ı ş ındak i A l t

S e k t ö r l e r Üre t i c i F i y a t l a r ı n d a

3.64

10.55

T i c a r e t B a k a n l ı ğ ı T o p t a n E ş y a F i y a t l a r ı n d a

G e n e l S a n a y i

11.36

8.10

18.90

11.26

P a r a A r z ı n d a ( M l ' d e )

13.99

13.54

1979 I

I I

I I I

I V

17.15

23.95

19.46

20.30

15.35

21.01

9.93

18.20

15.18

33.11

10.24

20.35

7.53

14.92

7.39

18.04

1980 I

I I

I I I

I V

53.56

13.17

8.54

12.32

47.45

9.52

5.23

14.55

46.55

11.82

1.93

9.29

- 0 . 2 3

12.86

21.21

16.04

1981 I

I I

I I I

12.04

2.48

8.94

6.03

7.85

4.25

3.57

13.61

6.81

-11.47

15.85

9.64

Notlar : (1) Petrol ve Türemleri Sektörü (353+4) dışında diğer imalat sanayii alt sektörlerindeki üretici fiyat artış oranlarının ağırlıklı ortalamasıdır. Ağırlıklar Tablo A2'de kullanılanların aynısıdır ve toplamları l'e eşit-tir. •

(2) DİE'nin Aylık İstatistik Bültenlerinde yer filan verilerden hesaplan-mıştır.

115

TABLO A4

İmalat Sanayii ve Alt. Sektörlerinde Kapasite Kullanım Oranları (%) '

Ort. Kamu Ort. Sektör Sektör Payı 2 Payı 3 19751 1975 II 1975 III 1975 IV

3

311+2

313

314

32

334

34

351

352

353+4

355+6

36

371

372

381+2

383

384

0.40

0.40

0.70

1.00

0.20

0.44

0.60

0.78

0.10

1.00

0.00

0.36

0.67

0.55

0.00

0.00

0.00

1.00

0.09

0.03

0.04

0.18

0.01

0.02

0.07

0.05

0.09

0.04

0.06

0.11

0.01

0.10

0.04

0.06

74.0

58.9

74.1

89.1

73.6

68.0

68.3

68.7

73.5

81.3

54.3

87.2

50.3

78.1

88.0

80.7

76.0

67.6

77.1

70.1

74.0

80.6

67.5

68.3

79.3

78.0

87.5

81.9

67.0

80.5

78.6

76.5

75.4

77.2

80.0

73.4

75.7

70.6

72.8

69.6

95.0

61.9

90.0

83.2

62.3

61.3

70.0

61.6

72.2

75.6

71.7

73.2

69.0

66.4

64.6

63.4

84.5

72.9

69.4

83.2

55.2

65.4

64.4

77.6

116

|

Sektör

3

311+2

313

314

32

33

34

351

352

353+4

355+6

36

371

372

381+2

383

384

TABLO A4 (Devamı)

19761 1976II 1976III 1976IV 19771

72.2

70.1

65.5

56.2

72.9

66.2

61.4

65.8

80.6

84.1'

55.4

76.7

52.5

76.8

87.9

80.5

70.6

59.6

68.8

50.0

70.0

74.9

67.0

60.9

58.0

76.1

77.5

86.4

73.2

72.2

76.3

80.0

78.1

69.5

74.2

66.1

76.9

68.1

66.5

70.9

65.6

61.2

82.8

58.2

86.0

75.2

54.1

54.7

67.5

64.8

70.2

71.7

63.4

63.3

69.7

62.9

66.5

62.4

60.4

84.4

71.5

61.6

77.0

78.1

66.6

87.1

65.2

70.8

73.6

75.0

60.0

69.2

57.3

70.5

64.2

66.6

78.7

67.6

63.1

77.8

71.8

72.3

76.8

69.2

1977 II

72.7

61.4

73.7

69.9

67.7

69.1

70.0

74.6

72.1

90.0

71.1

84.6

72.1

59.2

69.2

73.8

76.6

117

TABLO A4 (Devamı)

Sektör

3

311+2

313

314

32

33

34

351

352

353+4

355+6

36

371

372

381+2

383

384

1977III 1977IV 19781 1978II 1978III 1978IV

67.6

64.4

75.9

81.0

63.4

64.3

65.1

61.4

60.4

90.0

63.5

68.9

74.4

65.2

61.1

61.1

57.1

66.2

65.0

68.5

86.0

63.5

63.6

68.3

54.7

56.7

80.0

60.9

71.0

75.4

54.0

59.1

68.5

55.6

64.9

61.4

67.1

80.8

64.9

67.8

61.5

58.8

58.2

80.0

55.5

66.0

73.2

68.0

59.7

63.8

48.2

65.0

62.6

83.1

70.0

62.4

62.1

70.0

65.3

56.2

90.0

49.1

71.0

64.1

51.8

59.7

58.4

54.8

60.2

64.4

70.8

82.0

64.3

61.5

67.6

47.6

53.8

90.0

49.9

70.0

32.4

46.5

57.3

57.9

51.1

60.4

60.9

74.3

75.2

60.9

64.1

67.6

59.1

58.6

72.5

51.3

67.2

52.7

47.0

54.1

56.8

51.0

118

TABLO A4 (Devamı)

Sektör 19791 1979II 1979III 1979IV 19801 1980II

3

311+2

313

314

32

33

34

351

352

353+4

355+6

36

371

372

381+2

383

384

59.3 57.9

61.5 59.8

75.3 73.9

79.8 77.2

61.5 58.3

60.1 57.6

65.2 60.8

53.6 54.2

52.2 50.9

62.5 60.3

44.8 41.4

59.8 64.4

63.8 62.4

46.5 46.2

54.6 50.9

53.0 48.8

49.2 53.8

56.5 58.1

62.0 58.9

70.7 56.8

73.1 74.2

60.0 55.7

52.2 56.1

63.9 60.5

54.8 61.9

50.5 55.5

60.1 70.0

41.6 46.1

65.6 56.6

52.1 66.2

41.8 46.6

49.1 49.2

46.1 52.4

4 . .2

54.5 52.1

52.8 53.0

66.0 65.8

67.3 69.6

56.6 49.3

53.6 46.9

59.8 55.1

53.5 57.1

50.6 50.2

80.0 69.8

45.9 48.3

51.5 51.3

47.7 45.9

38.4 38.9

47.3 46.0

45.5 42.1

43.0 43.3

119

TABLO A4 (Devamı)

Sektör 1980 III 1980IV 19811 1981II 1981II

3 55.6 60.1 59.4 53.7 58.4

311+2 55,5 57.9 54.8 52.0 56.8

313 61.6 62.6 63.2 65.2 61.2

314 74.2 67.1 70.5 73.0 74.2

32 53.8 59.9 . 61.3 49.3 59.0

33 56.4 60.9 63.1 47.2 59.5

34 66.6 67.7 70.9 55.1 61.9

351 50.2 59.3 58.6 57.1 64.1

352 51.3 56.6 55.3 51.6 56.0

353+4 85.6 80.0 70.0 69.8 85.0

355+6 48.1 53.2 52.3 73.3 51.8

36 61.2 62.2 59.8 51.3 64.3

371 51.5 59.3 63.7 44.2 43.1

372 49.1 47.5 48.4 38.9 49.4

381+2 44.6 53.6 51.6 53.4 50.1

383 43.0 51.9 52.1 42.1 50.1

384 40.8 51.1 52.2 43.3 48.7

Notlar : (1) 1975 1-1977 II dönemine ilişkin değerler zirveden zirveye trend yön-temi ile, 1977 III -1981 III dönemine ilişkin değerler ise DİE eğilim an-ketleri sonuçlarından yararlanılarak hesaplanmıştır.

(2) DİE'nin "Yıllık İmalat Sanayii Anket Sonuçları"nda yer alan sektö-rel katma değerler içinde kamu kesimi payının 1977-1979 ortalaması-dır.

(3) DİE'nin yukarıda adı geçen yayınlarında yer alan imalat sanayii kat-ma değeri içinde her sektörün payının 1977-1979 ortalamasıdır. Bazı sektörler bu çalışmada dışlandığından, gerekli düzeltmeler yapılmış-tır.

(4) 1976 I dönemi öncesinde bu sektöre ilişkin veri yoktur.

ıeo

EK B

Bu Ek'te yer alan Tablo B'de, çalışmanın IV. Bölümündeki tahmin ve incelemelerde kullanılan imalat sanayii ve 16 alt sektöründe üretici fiyat artış oranları bekleyişleri sunulmaktadır. Bekleyiş oranları, DİE'nin ilgili konudaki eğilim anketleri sonuçlarından türetilmiştir. Eğilim anketleri sonuçları niteliksel veriler olduklarından türetme, fiyat artış oranları ger-çekleşmeleri hesaplamasında kullanılan kesim ve alt sektör ağırlıklandır-ması uygulandıktan sonra, şu ilişki ile yapılmıştır:

Ep = s [ ( z 1 + z 2 ) / 2 + ( 0 . 1 4 ) ]

Burada, Ep beklenen fiyat artış oranı, s Ep'nin tahmin edilmiş standart sapması, z ve z2 niteliksel veriler için standart normal dağılım tablosun-dan elde edilen değerlerdir. 0.14 ise, beklenen oranların dağılımının sağa çarpık olduğu varsayımından hareketle, bu çarpıklığı dikkate almak için eklenen bir değerdir.

s'nin elde edilişi, gerçekleşen fiyat artış oranı p ve bunun standart sapması b arasındaki,

b t = d + k p t + u t

regresyon denklemine dayanmaktadır. Bu denklemin tahmininden sonra,

St = d+kEpt

geçerli sayılmıştır.

121

T A B L O B

İmalat Sanayii ve Alt Sektörlerinde Üretici Fiyat Artış Oranı

Sektör 1977III 1977IV

Bekleyişleri1

19781 1978 II 1978 III 1978 r\

3 4.87 6.23 6.77 2.50 7.43 16.38

3A2 2.71 6.07 7.20 2.20 6.47 12.12

311+2 - 1 . 0 7 0.79 14.45 0.70 1.50 11.64

313 - 5 . 0 7 - 1 . 5 5 1.02 - 8 . 0 3 -6 .42 5.68

314 2.73 5.68 23.46 14.99 6.65 4.16

32 1.99 2.85 12.93 3.42 15.65 28.36

33 8.52 19.01 5.16 0.94 5.70 8.31

34 2.27 2.90 5.88 1.34 14.86 —9.16

351 2.73 28.36 1.34 4.73 18.58 12.24

352 1.34 6.39 6.94 - 5 . 4 0 21.32 14.91

353+4 17.01 6.98 4.97 3.73 11.75 38.25

355+6 3.85 6.13 11.01 - 0 . 5 8 18.22 32.68

36 —1.78 • —1.05 —2.02 —1.10 —1.19 10.62

371 —3.76 3.22 —2.85 5.02 0.68 1.78

372 3.13 6.03 —1.04 —7.17 5.50 3.19

381+2 7.63 6.03 —0.09 1.47 —0.70 15.58

383 36.76 20.93 1.73 —6.56 9.57 12.56

384 8.57 26.48 0.96 —6.10 15.90 14.98

122

TABLO (Devamı)

Sektör 19791 1979II 1979III 1979IV 19801 1980II

3 22.42 12.09 5.18 45.29 12.59 12.90

3A 13.47 13.86 5.51 34.97 11.48 9.21

311+2 11.91 2.34 4.22 24.83 8.93 15.90

313 1.35 —2.18 0.75 50.10 12.07 —2.45

314 8.92 —1.24 0.23 54.70 31.51 21.58

32 17.13 14.05 12.20 25.79 10.75 8.66

33 10.35 9.97 4.35 28.56 7.94 5.92

34 1.35 1.34 —10.67 34.37 14.84 14.87

351 1.35 —2.24 0.14 14.75 7.67 10.62

352 1.19 27.09 9.47 6.03 8.90 3.63

353+4 67.80 2.85 3.60 82.45 16.65 25.29

355+6 7.06 14.86 4.53 23.99 9.91 6.68

36 16.21 8.41 5.19 22.41 14.66 7.44

371 19.68 19.68 0.05 41.66 4.65 2.99

372 27.26 3.10 —2.18 18.72 —3.26 2.99

381+2 22.07 18.52 16.80 45.25 13.52 15.29

383 5.40 37.49 13.32 30.84 15.32 6.20

384 9.42 37.49 10.76 54.91 28.85 20.30

123

TABLO B (Devamı)

Sektör 1980III 1980IV 19811 1981II 1981III

3 16.16 21.15 9.36 14.84 16.16

3A 13.67 17.34 6.62 8.76 12.42

311+2 12.64 14.93 6.66 9.09 14.68

313 16.98 19.46 7.49 13.09 8.53

314 33.01 38.25 24.39 7.52 20.30

32 12.71 13.54 3.99 12.83 10.76

33 6.44 17.27 7.73 5.39 5.78

34 14.84 17.46 1.82 1.60 4.67

351 14.36 27.84 15.30 3.85 25.29

352 6.16 15.89 3.44 2.96 10.06

353+4 24.70 33.85 18.26 35.21 27.29

355+6 14.96 30.14 2.08 6.67 10.95

36 10.08 21.33 8.56 3.69 5.57

371 9.68 10.61 3.62 11.00 8.53

372 —5.17 28.33 0.15 —1.81 —4.60

381+2 16.25 18.65 8.25 11.68 19.46

383 16.51 15.35 0.03 0.68 13.10

384 29.39 19.02 2.57 5.85 16.35

Notlar i (1) Karşılık gelen dönemde ve bir sonraki dönem için beklenen orandır. (2) Petrol ve türemleri (353+4) dışındaki alt sektörler: 3-(353 + 4).

124

KAYNAKÇA

Aksoy, A. (1978) Türkiye İmalat Sanayiinde Fiyatlama Davranışları: Ekonometrik Bir Çalışma, Orta Doğu Teknik Üniversitesi, Yayınlanmamış Doçentlik Tezi.

Arrow, K.J. (1978) "The Future and the Present in Economic Life", Economic Inquiry, 16 (2), 157-169.

Ashley, R. (1981) "Inflation and the Distribution of Price Changes Accross Markets: A Causal Analysis", Economic Inquiry, 19 (4), 650-660.

Ashley, R„ Granger, C.W.J. ve Schmalansee, R.L. (1980) "Advertising and Agrregate Consumption: An Analysis of Causality", Econometrica, 48 (5), 1149-1167.

Barro, R.J. (1976) "Rational Expectations and the Role of Monetary Policy", Journal of Monetary Econmics, 2 (1), 1-32.

Barro, R.J. (1977) "Unanticipated Money Growth and Unemployment in the United States", American Economic Review, 67 (2), 101-115.

Barro, R.J. (1978) "Unanticipated Money, Output and the Price Level in the United States", Journal of Political Economy, 86 (4), 549-580.

Barro, R.J. (1981) "The Equilibrium Approach to Business Cycles", Money, Expec-tations and Business Cycles, içinde, der. R.J. Barro, New York: Academic Press.

Batchelor, R.A. (1981) "Aggregate Expectations Under the Stable Laws", Journal of Econometrics, 16 (2), 199-210.

Batchelor, R.A. ve Sheriff, T.D. (1980) "Unemployment and Unanticipated Inflation in Postwar Britain", Economica, 47 (186), 179-192.

Cagan, P. (1956) "The Monetary Dynamics of Hyperinflation", Studies in the Quan-tity Theory of Money içinde, der. M. Friedman, Chicago: Chicago University Press.

Carlson, J.A. (1975)" Are Price Expectatiçns Normally Distributed?", Journal of the American Statistical Association, 70 (351), 749-754.

Carlson, J.A. ve Parkın, M. (1975) "Inflation Expectations", Economica, 42 (166), 123-138.

Christiano, L.J. (1981) "A Survey of Measures of Capacity Utilization", IMF Staff Papers, 28 (1), 144-198.

Clower, R.W. (1965) "The Keynesian Counterrevolution: A Theoretical Appraisal", The Theory of Interest Rates içinde, der. F. Hahn ve F. Brechling, London: Macmillan.

Coddington, A. (1979) "Hicks's Contribution to Keynesian Economics", Journal of Economic Literatüre, 17 (3), 970-988.

Corııell, B. (1981) "Relative Versus Absolute Price Changes: An Emprical Study", Economic Inquiry, 19 (3), 506-514.

125

Gramer, H. (1961) Mathematical Methods of Statistics. Princeton: Princeton Univer-sity Press. (9. Basım).

Cukierman, A. ve Wachtel, P. (1979) "Diffrential Inflationry Expectations and the Variability of the Rate of Inflation: Theory and Evidence", American Economic Review, 69 (4), 5S45-609.

D'Agostino, R.B. ve Tietjen, G.L. (1971) "Simulation Probability Points of b2 for Small Samples", Biometrika, 58 (3), 669-672.

D'Agostino, R.B. ve Tietjen, G.L. (1973) "Aproaches to the Null Distribution of Vb^'. Biometrika, 60 (1), 169-173.

Defris, L ve Williams, R. (1977) "The Formation of Consumer Inflationary Expec-tations in Australia", Economic Record, 55 (2), 136-148.

De Leeuw, F. ve McKelvey, M.J. (1981) "Price Xpectations of Business Firms", Brookings Papers, (1), 299-314.

De Menil, G. ve Bhalla S.S. (1975) "Direct Measurement öf Popular Price Expec-tations", American Economic Review, 65 (1), 169-180.

Durbin, J. (1970) "Testing for Serial Correlation in Least Squares Regression When Some of the Regressors Are Lagged Dependent Variables", Econometrica, 38 (2), 410-421.

Ecevit, L. ve Özötün, E. (1975) Türkiye'nin Gelir ve İstihdam Dağılımındaki Yapısal Değişim ve Kuznets Hipotezi. Ankara: Devlet İstatistik Enstitüsü.

FaiA R. (1979) "An Analysis of the Accuracy of Four Macroeconomic Models", Journal of Political Economy, 87 (4), 70-718.

Fama, E.F. ve Roll, R. (1968) "Some Properties of Stable Symmetric Distributions", Journal of The American Statistical Association, 63 (324), 817-836.

Fischef, S. (1977) "Long-term Contracts, flational Expectations and the Optimal Money Supply Rule", Journal of Political Economy, 85 (1), 191-205.

Foster, J. ve Gregory, M. (1977) "Inflation Expectations: The Use of Qualitative Survey Data", Applied Economics, 9 (4), 319-330.

Friedman, M. (1953) "The Methodology of Positive Economics", Essays in Positive Economics içinde, der. M. Friedman, Chicago: Chicago University Press.

Friedman, M. (1956) "The Quantity Theory of Money: A Restatement", Studies in the Quantity Theory of Money içinde, der. M. Friedman, Chicago: Chicago Uni-versity Press.

Friedman, M. (1959) "The Demand For Money: Some Teoretical and Empirical Results", Journal of Political Economy., 67 (4), 327-351.

Friedman, M. (1968) "The Role of Monetary Policy", American Economic Review, 58(1), 1-17.

Friedman, M. (1970) "A Theoretical Framework for Monetary Analysis", Journal of Political Economy, 78 (2). 193-238.

Friedman, M. (1974) "Perspectives on Inflation", Newsweek, 24 Haziran. Friedman, M. ve Mieselman, D. (1963) "The Relative Stability of Monetary Velocity

and the Investment Multiplier in the United States, 1897-1958", St&bilization Policies içinde, der. Commission on Money and Credit, Englewood Cliffs: Prentice Hail.

126

Friedman, M. ve Schvvartz, A. (1963) "Money and Business Cycles" Review of Econo-mics and Statistics, 46 (1), 32-64.

Frisch, H. (1977) "Inflation Theory 1963-1975: A second Generation Survey", Journal of Economic Literatüre, 15 (4), 1289-1317.

Froyen, R.T. ve Waud, R.N. (1980) "Further International Evidence on Output Inf-lation Tradeoffs", American Economic Review, 70 (3), 409-421.

Frydman, R. (1931) "Sluggish Price Adjustments and the Effectiveness of Monetary Policy Under Rational Expectations", Journal of Money, Credit and Banking, 13 (1), 94-102.

Geweke, J. (1978) "Testing the Exogeneity Specification in the Complete Dynamic Simultaneous Equation Model", Journal of Econometrics, 7 (2), 163-185.

Geweke, J. (1981) "A Comparison of Tests of the Independence of two Covariance Stationary Time Series", Journal of the American Statistical Association, 76 (374), 363-373.

Glejser, H. (1965) "Inflaticn, Productivity and Relative Prices: A Statistical Study", Review of Economics and Statistics, 47 (1), 76-80.

Gordon, R.J. (1976) "Recent Developments in the Theory of Inflation and Unemploy-ment", Journal of Monetary Econmics, 2 (2), 185-219.

Gordon, R.J. (1981) "Output Fluctuations and Gradual Price Adjustment", Journal of Economic Literatüre, 19 (2), 493-530.

Granger, C.W.J. (1969) "Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-Spectral Methods", Econometrica, 37 (3), 424-438.

Granger, C.W.J. (1980) "Testing For Causality: A Personal View", Journal of Eco-nomic Dynamics and Control, 2 (4), 329-352.

Granger, C.W.J. ve Newbold, P. (1977) Forecasting Economic Time Series,. New York: Academic Press.

Hail, R.E. (1975) "The Rigidity of Wages and the Persistence of Unemployment", Brookings Papers, (2), 301-335.

Hail, V B. (1980) "Excess Demand and Expectations Influences on Price Changes in Australian Manufacturing Industry", Economic Record, 56 (153), 69-71.

Harrod, R.F. (1939) "An Essay in Dynamic Theory", Economic Journal, 49 (193), 14-33.

Harrod, R.F. (1972) "Uncertainty and Dynamic Axioms", Uncertainty and Expec-tations in Economics içinde, der. C.F. Carter ve J.L. Ford, New Jersey: A.M. Kelley.

Hicks, J.R. (1936) "Mr. Keynes' Theory of Employment", Economic Journal, 46 (182), 238-253.

Hicks, R. (1950) A Contribution To the Theory of the Trade Cycle. Oxford: Oxford University Press.

Hicks, J.R. (1969) "Automatists, Hawtreyans and Keynesians", Journal of Money, Credit and Banking, 1 (3), 307-318.

Horne, J. (1981) "Rational Expectations and the Defris-Williams Inflationary Expec-tations Series", The Economic Record, 60 (158), 261-268.

Jacobs, R.L., Leamer, E.E. ve Ward, M.P. (1979) "Difficulties With Testing For Causation", Economic Inquiry, 17 (4), 401-413.

127

Johansen, L. (1981) "Econometric Models and Economic Planning and Policy: Some Trends and Problems", Unlversity of Oslo, Yayınlanmamış çalışma.

Kağan, A.M., Linnik, Y.V. ve Rao, C.E. (1973) Characterization Problems in Mat-hematical Statistics, New York: Wiley and Sons.

Kantor, B. (1979) "Rational Expectations and Economic Thought", Journal of Eco-nomic Literatüre, 17 (4), 1422-1441.

Keynes, J.M. (1936) The General Theory of Employment, Interest and Money. Lon-don: Macmillan.

Klein, P.A. ve Moore, G.H. (1981a) "Industrial Surveys in the UK, part I: New Orders", Applied Economics, 13 (2), 167-179.

Klein, PA. ve Moore, G.H. (1981b) "Industrial Survey in the UK, Part II: Stocks, Profits and Business Confidence över the Business Cycle", Applied Economics, 13 (4), 465-480.

Klein, L. ve Summers, R. (1966) The Wharton Index of Capacity Utilization. Phile-delphia: Wharton School of Finance and Commerce, University of Philedelphia.

Knöbl, A. (1974) "Price Expectations and Actual Price Behavior in Germany", IMF Staff Papers, 21 (1), 83-100.

Koyck, L.M. (1954) Distributed Lags and Investment Analysis. Amsterdam: North-Holland. (

Lin, C.C. ve Mudholkar, G.S. (1980) "A Simple Test for Normality Against Asymmet-ric Alternatives", Biometrika, 67 (2), 455-461.

Lipsey, R.G. (1960) "The Relation Between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom, 1862-1957: A Furter Analysis", Economica, 27 (105), 1-31.

Lipsey, R.G. (1965) "Structural and Deficient Demand Unemployment Reconsidered", Employment Policy and the Labour Market içinde, der. A.M. Ross, Berkeley: University of California Press.

Logue, D.E. ve Willett, T.D. (1976) "A Note on the Relation Between the Rate and Variability of Inflation", Economica, 43 (170), 151-158.

Lucas, R.E. (1972a) "Expectations and the Neutrality of Money", Journal of Eco-nomic Theory, 4 (2), 103-124.

Lucas, R.E. (1972b) "Econometric Testing of the Natural Rate Hypothesis", The Econometrics of Price Determination içinde, der. O. Eckstein, Washington D.C.: Board of Governors of the Federal Reserve System.

Lucas. R.E. (1973) "Some International Evidence on Output Inflation Tradeoffs", American Economic Review, 63 (3), 326-334.

Lucas, R.E. (1975) "An Equilibrium Model of the Business Cycle", Journal of Politi-cal Economy, 83 (6), 1113-1144.

Lucas, R.E. (1980) "Methods And Problems in Business Cycle Theory", Journal of Money, Credit and Banking, 12 (4), 696-715.

Lucas, R.E. (1981) "Tobin and Monetarism: A Review Article", Journal of Economic Literatüre, 19 (2), 558-567.

Mc Callum, B.T. (1977) "Price Level Stickiness and the Feasability" of Monetary Sta-bilization Policy with Rational Expectations", Journal of Political Economy, 85 (3), 627-634.

128

I

Mc Callum, E .T. (1973a) "Dating, Discounting and the Robustness of the Lucas-Sargent Proposition", Journal of Monetary Economics, 4 (1), 121-129.

Mc Callum, B.T. (1978 b) "Price Level Adjustments and the Rational Expectations Approach to Macroeconomic Stabilization Policy", Journal of Money, Credit and Banking, 10 (4), 418-436.

McCallum, B.T. (1980) "Rational Expectations and Macroeconomic Stabilization Policy: An Overview", Journal of Money, Credit and Banking, 12 (4), 716-746.

Meyer, P.L. (1978) Introductory Probability and Statistical Applications. (2. Basım). Reading, Mass: Addison-Wesley.

Miller, J.H. (1981) "The Choice of a Monetary Indicator", Discussion Papers in Eco-nomics and Econometrics, No. 8023, University of Southampton.

Minsky, H.P. (1976) John Maynard Keynes. London: McMillan. Muth, J.F. (1961) "Rational Expectations and the Theory of Price Movements", Eco-

nometrica, 29 (3), 315-335.

Neftçi, S. (1980) "An Analysis of the Inflationary Dynamics of Turkey", Turkeyt Policies and Prospects for Growth içinde,, der. The World Bank, Washington D.C.: The World Bank.

Nelson, C.R. (1981) "Adjustment Lags Versus Information Lags: A Test of Alternative Explanations of the Philips Curve Phenomenon", Journal of Money, Credit and Banking, 13 (1), 1-11.

Nordhaus, W.D. (1972) "Recent Developments in Price Dynamics", The Economet-rics of Price Determination içinde, der. O. Eckstein, Washington D.C.: Board of Governors of the Federal Reserve System.

Parks, R.W. (1978) "Inflation and Relative Price Variability" Journal of Political Economy, 86 (1), 79-95.

Persson, M. (1979) Inflationary Expectations and the Natural Rate Hypothesis. Stockholm: The Economic Research Institute, Stockholm School of Economics.

Pesando, J.E. (1975) "A Note on the Rationality of Livingston Price Expectations", Journal of Political Econmy, 83 (4), 849-858

Phelps, E.S. (1967) "Philips Curves, Expectations of Inflation and Optimal Unemploy-ment Över Time", Economica, 34 (135), 254-281.

Phelps, E.S. (1972) Inflation Policy and Unemployment Theory: The Cost-Benefit Approach to Monetary Planning. New York: Norton.

Phelps, E.S. ve Taylor, J.B. (1977) "Stabilizing Properties of Monetary Policy under Rational Expectations", Journal of Political Economy, 85 (1), 163-190.

Phillips, A.W. (1958) "The Relation Between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the UK, 1861-1957", Economica, 25 (100), 283-299.

Prescott, E.C. (1977) "Should Control Theory be Used for Economic Stabilization", Journal of Monetary Economics, 7 (supplement), 13-38.

Robinson, J. (1973) "What Has Become of the Keynesian Revolution", After Keynes içinde, der. J. Robinson, Oxford: Basil Blackwell.

Samuelson, P.A. ve Solow, R.M. (1960) "Analytical Aspects of Anti-Inflation Policy", American Economic Review, 50 (2), 177-194.

Sargent, T.J. (1973) "Rational Expectations, the Real Rate of Interest and the Na-tural Rate of Unemployment", Brookings Papers, (2), 429-472.

129

Sargent, T.J. (1976) "A Classical Macroeconomic Model for the United States", Journal of Political Economy, 84 (2), 207-237.

Sargent, T.J. (1981) "Interpreting Economic Time Series", Journal of Political Eco-nomy, 89 (2), 213-248.

Sargent, T.J. ve "VVallace, N. (1975) "Rational Expectations, the Optimal Mometary Instrument and the Optimal Money Supply Rule", Journal of Political Economy, 83 (2), 241-255.

Sargent ,T.J. ve "VVallace, N. (1976) "Rational Expectations and the Theory of Eco-nomic Policy", Journal of Monetary Economics, 2 (2), 169-183.

Saunders, P. (1980) "Price and Cost Expectations in Australian Manufacturing Firms", Australian Economic Papers, 19 (34), 46-67.

Saunders, P. (1981) "Price Determination in Australian Manufacturing Firms: A Cross-Section Study", Australian Economic Papers, 20 (37), 359-375.

Shackle, G.L.S. (1972) Epistemics and Economics. Cambridge; Cambridge Univer-sity Press.

Shackle, G.L.S. (1974) Keynesian Kaleidics: The Evolution of General Political Eco-nomy. Edinburgh; Edinburgh University Press.

Shapiro, S.S., Wilk, M.B. ve Chen, H.J. (1968) "A Comparative Study of Various Tests for Normality", Journal of the American Statistical Association, 63 (324), 1343-1372.

Sheffrin, S.M. (1979) "Unanticipated Money Growth and Output Fluctuations", Eco-nomic Inquiry, 17 (1), 1-13.

Shiller, R.J. (1978) "Rational Expectations and the Dynamic Structure of Macroeco-nomic Models", Journal of Monetary Economics, 4 (1), 1-44.

Simon, H.A. (1979) "Rational Decision Making in Business Organisations", Ameri-can Economic Review, 69 (4), 1-14.

Sims, C.A. (1972) "Money, Income and Cusality", American Economic Review, 62 (4), 540-552.

Taylor, J.B. (1979) "Recent Developments in the Theory of Stabilization Policy" Columbia University, Yayınlanmamış çalışma.

Theil, H. (1961) Economic Forecasts and Policy, Amsterdam: North-Holland. Theil. H. (1966) Applied Economic Forecasting. Amsterdam: Nort-Holland. Theil, H. (1967) Economics and Information Theory, Amsterdam: North-Holland.

' Thonstand, T. (1963) "Methodological Problems in Econometric Use of Tendency Survey Data", Memorandum From the Institute of Economics, University of Oslo.

Thonstad, T., Jochems, D.B. (1961) "The Influence of Entrepreneurial Expectations and Appraisals on Production Planning: An Econometric Study of the German Leather and Shoe Industries", International Economic Review, 2 (2), 135-153.

Tobin, J. (1972) "Inflation and Unemployment", American Economic Review, 62 (1). 1-18.

Tobin, J. (1980) "Are New Clasical Models Plausible Enough to Guide Policy?" Journal of Money, Credit and Banking, 12 (4), 788-799.

Tompkinson, P. (1981) "The price Equation and Excess Demand", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 43 (2), 173-183.

130

Turnovsky, S.J. (1970) "Some Empirical Evidence on the Formation of Price Expec-tations", Journal of the American Statistical Association, 65 (332), 1441-1454.

Turnovsky, S.J. (1977) Macroeconomic Analysis and Stabilization Policy, Cambridge: Cambridge University Press.

Turnovsky, S.J. (1980) "The Choice of Monetary Instrument Under Alternative Forms of Price Expectations", Manchester School of Economics and Social Studies, 48 (1), 39-62.

Uygur, E. (1978) Factor Demands and Output in the Turkish Textlie Industry: A Vintage Approach. University of East Anglia, Yayınlanmamış Doktora Tezi.

Uygur, E. (1981) "Türkiye İmalat Sanayiinde Kısa Dönem Değişmeler", Siyasal Bil-giler Fakültesi, Yayınlanmamış çalışma.

Vining, D.R. ve Elwertowski, T.C. (1976) "The Relationship Between Relative Prices and the General Price Level", American Economic Review, 66 (4), 699-708.

"Wachtel, P. (1977) "Survey Measures of Expected Inflation and their Potential Usefullness", Analysis of Inflationı 1865-1974, içinde, der. J. Popkin, Cambridge, Mass,: National Bureau Economic of Research.

Wilks, S.S. (1964) Mathematical Statlstics, (2. Basım). New York: Wiley and Sons.

131

Phillips Eğrisi 10-13 Piyasalarda Denge Varsayımı 24-27 Politika Etkisizliği Önermesi (Lucas-Sar-

gent Önermesi) 22-28, 97 Prescott, E.C. 34

R

Rao, C.R. 44 Rasyonellik (Bknz. Ayrıca Bekleyişler)

Mikro ve Makro Düzeyde 87 Robinson, J. 7 Roll, R. 76

S

Samuelson, P.A. 10 Sargent, T.J. 16, 22, 54 Saunders, P. 65, 76, 77, 94 Schmalansee, R.L. 56 Schwartz, A. 10 Shackle, G.L.S. 7 Shapiro, S.S. 46 Sheffrin, S.M. 94 Sheriff, T.D. 100 Shiller, R.J. 15, 16, 22, 24 Simon, HA. 16 Sims, C.A. 54 Sivrilik Derecesi (Kurtosis) 42-47 Solow, R.M. 10 Summers, R. 57

T

Taylor, J.B. 26, 27 Theil, H. 8, 43, 73, 74, 77 Thonstad, T. 73 Tietjen, G.L. 44, 46, 47 Tobin, J. 12, 13, 16, 18, 27 Tompkinson, P. 73, 94 Turnovsky, S.J. 11, 27, 86

U.Ü Uygur, E. 58, 87 Üretim Anketleri, DİE, 35

V

Vining, D.R. 39, 43, 46, 51

W VVachtel, P. 8, 28, 31, 39, 52, 65, 76, 77, 94

' VVallace, N. 22 Ward, M.P. 53 Waud, R.N. 64 Wilk, M.B. 46 VVilks, S.S. 20, 44 Willet, T.D. 43 Williams, R. 76, 77

Z

Zirveden Zirveye Trend Yöntemi 57-58

134