TÜRKİYE DE TARIM VE HİZMET SEKTÖRÜNÜN GELİR EŞİTSİZLİĞİNE ETKİSİ: ASİMETRİK NEDENSELLİK ANALİZİ

Transkript

1 TÜRKİYE DE TARIM VE HİZMET SEKTÖRÜNÜN GELİR EŞİTSİZLİĞİNE ETKİSİ: ASİMETRİK NEDENSELLİK ANALİZİ Yrd. Doç. Dr. Reyhan CAFRI Çankırı Karaekin Üniversiesi, İ.İ.B.F. İkisa Bölümü, ÖZET Gelir eşisizliği başa gelişmiş ülkeler olmak üzere birçok ülkede önemli ölçüde armakadır. Eşisizliğin armasının nedenleri arasında ekonomilerin sanayiden hizme sekörüne doğru kayması olduğu düşünülmekedir. Tarım ile gelir eşisizliği ilişkisi için ise bir görüş birliği bulunmamakadır. Çalışmada, Türkiye de dönemi için arım/ hizme sekörünün kama değeri ile gelir eşisizliği arasındaki ilişki simerik ve asimerik nedensellik analizi ile araşırılmakadır. Sonuça, arım sekörü ile eşisizlik arasında nedensellik bulunmamakadır. Ancak, eşisizlik ile hizme sekörü arasında simerik olarak ek yönlü, asimerik olarak ise çif yönlü nedensellik bulunmakadır. Hizme seköründe oluşan negaif bir şok, eşisizliğin azalmasına neden olurken, gelir dağılımında iyileşme hizme sekörünü olumsuz yönde ekilemekedir. Anahar Kelimeler: Gelir eşisizliği, Tarım ve Hizme sekörü, Asimerik nedensellik THE IMPACT OF AGRICULTURE AND SERVICE SECTOR ON INCOME INEQUALITY IN TURKEY: ASYMMETRIC CAUSALITY ANALYSIS ABSTRACT Income inequaliy has increased considerably in many counries, especially in developed counries. I is hough ha he main reason for he increase in inequaliy is he shif from he indusrial secors oward services secor of economies. There is no consensus, however, abou he relaionship beween agriculural secor and inequaliy. In he sudy, he relaionship beween he value added of agriculure/service secor and inequaliy is being invesigaed by symmeric and asymmeric causaliy analysis for he period beween in Turkey. As a resul, here is no causaliy beween he agriculural secor and inequaliy. However, here is a one-way symmerical and wo-way asymmerical causal relaionship beween he service secor and inequaliy. A negaive shock in he service secor leads o decrease in inequaliy, while an improvemen in income disribuion affecs he service secor negaively. Keywords: Income Inequaliy, Agriculure and Service Secor, Asymmeric Causaliy 598

2 1. Giriş Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICMEB17 Özel Sayısı İsihdam yarama, yoksulluğun azalılması ve adil gelir dağılımı üm hükümelerin kalkınma poliikalarının emel öğelerindendir. Yoksulluğun azalılıp, büyümenin nüfusun amamını kapsayacak şekilde oplumdaki bireylere eşi fırsalar vererek sağlanması, dolayısıyla ekonomik isikrarın ve oplumsal refahın arırılabilmesi için gelirin daha adil bir düzeye geirilmesi oldukça önem arz emekedir. Ancak, gelir eşisizliğinin başa gelişmiş ülkeler olmak üzere birçok ülkede önemli ölçüde arığı vurgulanmakadır. Amerika ve Avrupa Birliği ülkeleri dahil olmak üzere pek çok gelişmiş ülkede işgücü kuuplaşmasının yaşandığı yani yüksek ve düşük becerili işlerde isihdam edilenlerin oranı ararken ora düzeyde ücrele isihdam edilenlerin oranın azaldığı gözlenmekedir (Acemoglu & Auor, 2011:1070). Feensra & Hanson (1999), vasıflı ve vasıfsız işgücü arasındaki ücre uçurumunun gelişmeke olan ülkelerde de arığını ileri sürmüşlerdir. Genellikle ülkelerin gelişmişlik düzeyinin arması ile birlike sanayi ve hizme sekörünün payının arması, arım sekörünün payının ise azalması beklenilmekedir. Zaman içerisinde arım dışı olan modern sekörlerin ekonomideki payının arması ile işgücünün geleneksel sekörlerden, yüksek verimli sekörlere doğru geçmesi sonucunda gelir eşisizliğinin azaldığı savunulmakadır. Bununla birlike, lieraürde gelir eşisizliğinin armasının başlıca nedenleri arasında ekonomilerin sanayiden hizmeler sekörüne doğru kayması olduğu iddia edilmekedir. Hizme ve perakende icare sekörlerinin, ekonomide yeni işler oraya çıkarması ile yüksek ücreli işlerden çok düşük ücreli isihdam yaraması sonucunda ücre dağılımında bir kuuplaşmaya neden olduğu ileri sürülmekedir (Bluesone, 1990: 20). Demografik değişimler, ükeici ercihlerinde meydana gelen değişiklikler, eknolojik ilerlemeler ve rekabeçi baskılardaki arışlar nedeniyle hizme sekörüne alebin büyük ölçüde arması ile birlike, isihdamın ve üreimin imalaan hizme sekörüne kaymasının işgücünün iyi iş lerden köü iş lere kaymasına da sebep olduğu ileri sürülmekedir. Yüksek verimliliği gerekiren iyi iş, yüksek ücre ve daha iyi çalışma koşullarını; daha düşük verimliliği gerekiren köü iş, düşük ücre ve köü çalışma koşullarını içermekedir. Dolayısıyla işlerin özelliklerinin, isihdamın da kaliesini belirlediği düşünülmekedir (Meisenheimer, 1998: 22-23). Az gelişmiş ülkelerde de hizme seköründeki büyümenin yaırım bağımlılığı aracılığı ile gelir eşisizliğine neden olan önemli bir fakör olduğu vurgulanmakadır. Buna göre; yabancı sermaye, sanayi ve arımda sermaye yoğun eknolojilerin kullanımını oraya çıkaracağından ilgili sekörlerdeki iş arışının kısılı olacağı ileri sürülmekedir. Kırsal kesimdeki insanların ek fırsaının hizme seköründeki işlerin arması ile bu sekörde isihdam edilmesi olduğundan kırsalkensel göç arışı ile birlike işsizliğin ve eşisizliğin aracağı belirilmekedir. Hizme sekörünün eşisizliğe kakısının vasıfsız işgücünün pazarlık gücünün azalması ile birlike düşük ücree birçok insanın çalışmasına neden olarak gerçekleşiği vurgulanmakadır (Fiala, 1983). Tarım sekörünün gelir eşisizliği üzerine ekisi için lieraürde bir görüş birliği bulunmamakadır. Tarım sekörünün büyümesinin ve kalkınmasının yaşam sandarlarının gelişmesine, ücrelerin armasına yol açığı dolayısıyla gelir eşisizliğini azalığı ileri sürülmekedir (Ali vd.,2013). Ayrıca, icarein serbesleşmesi ile birlike arımsal ihracaın özellikle gelişmeke olan ülkeler için önemli bir gelir kaynağı olduğu, kalkınmada ekin bir rol oynayarak daha adil bir gelir dağılımının sağlandığı iddia edilmekedir (Cuong, 2010: 44). Aynı zamanda; arım sekörünün, sanayinin büyümesine ve ekonominin yapısal dönüşümüne kakıda bulunarak, gelir eşisizliğini azalmasının yanı sıra yoksulluğu azalması, büyümeyi ve gıda güvenliğini sağlaması aracılığıyla kalkınmada ekin bir rol üslendiği düşünülmekedir (Byerlee vd., 2009). Bir başka düşünceye göre ise, arımsal üreim arışı gelir eşisizliğini arırmakadır, çünkü küçük çifçiler kredi ve ileri eknoloji kısıından dolayı daha yüksek maliyelerle karşılaşmakadırlar ki bu da gelir uçurumunu arırmakadır (Amjad & Ahme, 1984). Türkiye de arım sekörünün GSYH ye önemli ölçüde kakı yapan bir sekör olmasından ve gelir eşisizliğinin armasına neden olduğu iddia edilen hizmeler seköründen harekele çalışmada; hem arım hem de hizme sekörünün kama değerlerinin gelir eşisizliği üzerindeki ekisini araşırmak amaçlanmakadır. Tarım sekörü; ormancılık, avcılık ve balıkçılık, ayrıca biki ve hayvan yeişiriciliğini kapsamakadır. Hizme sekörü ise; eğiim, sağlık, gayrimenkul, opan ve perakende icare, ulaşırma, finansal, mesleki ve kişisel hizmeler, banka servis ücreleri gibi kalemlerden oluşmakadır döneminde Türkiye için simerik ve asimerik nedensellik analizi yönemi ile arım ve hizme sekörlerinin kama değerlerinin, gelir eşiliği üzerindeki ekisinin incelendiği bu çalışma dör bölümden oluşmakadır. İlk bölümde, çalışmanın amacı ve önemi vurgulanmakadır. Lieraürde yer alan arım ve hizme sekörleri ile gelir eşisizliği ilişkisinin araşırılmasına öncülük eden çalışmalara ikinci bölümde yer verilmekedir. Bir sonraki bölümde, araşırmada kullanılan veri sei ve yönem anıılmakadır. Son bölümde ise bulgular elde edilerek, sonuç ve değerlendirmelere yer verilmekedir. 599

3 2. Lieraür Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICMEB17 Özel Sayısı Lieraürde sekörler ve gelir eşisizliği arasındaki ilişkinin araşırılması ile ilgili yapılan çalışmalar oldukça sınırlı olmakla birlike, Türkiye de konu ile ilgili yapılan çalışmalarda genellikle sekörlerin bölgesel eşisizlikler üzerindeki ekisi incelenmekedir. Gelirin bölgesel bazda sekörler iibariyle dağılımını inceleyen Filizekin & Çelik (2010), Türkiye İsaisik Kurumu nun 1994 ve 2003 Hanehalkı Gelir ve Tükeim Ankeleri verilerini kullanarak, eşisizliğin bölge içi ve bölgeler arası belirleyicilerini anlamak için varyans ayrışırma ve Pya eşisizlik ayrışırma analizi ekniklerini kullanmışlardır. Tarımsal gelirlerin azalmasına karşın isihdam düzeyinin azalmaması sebebiyle arım sekörünün gelir eşisizliğinde önemli bir payının bulunduğu sonucuna ulaşmışlardır. Türkiye de yılları için bölgesel eşisizliğin sekörel dinamiklerini ayrışırma yönemi kullanarak araşıran Özürk (2012); arım, sanayi ve hizmeler sekörünün oplam eşisizliği arırdığı sonucuna ulaşmışır. Ancak, bölgesel eşisizliğe en yüksek kakıyı %40 ile hizmeler sekörünün sağladığı, %27 ile sanayi sekörünün ikinci sırada yer aldığı, arım sekörünün ise %4 gibi düşük bir pay ile önemli bir role sahip olmadığı bulgusunu elde emişlerdir. Akçomak & Gürcihan (2013), TUİK Hanehalkı İşgücü Ankei mikro verisi kullanarak, döneminde Türkiye işgücü piyasasındaki eğilimleri, ücre ve işgücü kuuplaşmasını araşırmışlardır. Toplam, kadın ve erkek ayrımındaki incelemelerine göre isihdamın, arım seköründen hizmeler sekörüne kaydığını belirmişlerdir. Türkiye de, özellikle hizme seköründe olmak üzere ücre kuuplaşması ve kısmen işgücü kuuplaşması yaşandığı ancak sanayi ve inşaa sekörlerinde ücre kuuplaşması gözlenemediği sonucuna varmışlardır. Ayrıca, Türkiye de gözlemlenen isihdam ve ücre eğilimlerinin açıklanmasında mesleklerin önemli olduğunu ifade emişlerdir. Fiala (1983), Evans ve Timberlake in 1980 yılındaki çalışmasında az gelişmiş ülkelerde yaırım bağımlılığı sebebi ile hizme seköründeki büyümenin, gelir eşisizliğini ekilediğine dair argümanını değerlendirmişir. Evans ve Timberlake, yaırım bağımlılığının gelir eşisizliğine, gelir eşisizliğinin de hizme sekörünün büyümesine sebep olduğu sonucuna varmışlardır. Fiala ise, lı yıllarda ekonomik bağımlılığın hizme sekörünü genişleiği ancak hizme sekörünün gelir eşisizliğini arırmadığı am ersine gelir eşisizliğini azalabileceği sonucuna ulaşmışır. Ayrıca, hizme sekörünün gelir eşisizliğinin sebebinden çok sonucu olduğunu vurgulamışır. Buna göre, gelir eşisizliği hizme sekörünün büyüklüğünü arırmaka, daha büyük hizme sekörü ise gelir eşisizliğini azalma eğiliminde olmakadır. Blum (2008), ABD de uluslararası icarein, eknolojik değişimlerin ve sekörel değişimlerin ücreler üzerindeki ekisini çok sekörlü genel denge modelleri ile incelemişir döneminde sekörel değişimlerin yaklaşık olarak % 60 düzeyinde ücre eşisizliğinde meydana gelen arışların en önemli kaynağı olduğu bulgusunu elde emişir. Sermayenin imala seköründen; hizme, perakende ve opan icare sekörlerine doğru ahsisinin 1979 dan sonra eşisizliğin önemli sebeplerinden olduğu sonucuna ulaşmışır. Cuong (2010), çalışmasında 2002 ve 2004 yıllarındaki hanehalkı yaşam sandarları ankelerini kullanılarak sabi ekiler regresyonu ile Vienam da arım üreiminin hanehalkı refahı, yoksulluğu ve kırsal kesimdeki eşisizliği nasıl ekilediğini araşırmışır. Sonuça, arım sekörünün yoksulluk ve gelir eşisizliğini azalmak için diğer sekörlerle karşılaşırıldığında ekin bir rol oynamadığını ancak ilgili sekörün al dallarından su ürünleri yeişiriciliğinin yoksulluk ve gelir eşisizliğini azalmada az da olsa kakı yapığı bulgusunu elde emişir. Moinoddini (2015), güçlü bir arım sekörünün hızlı büyümenin kaynağı olduğunu aynı zamanda yoksulluğu ve gelir eşisizliğini azalmak için önemli bir ekisi olduğunu vurgulayarak, çalışmasında döneminde İran da arımsal kama değerin gelir dağılımı üzerine ekisini üç aşamalı EKK yönemi ile araşırmışır. Sonuça, arımın kama değerindeki arışın gelir dağılımını az da olsa olumlu yönde ekilediği bulgusunu elde emişir. Ali vd., (2013), zaman serisi analizi ile arasında Pakisan da arım sekörünün kama değerinin, hizme sekörünün kama değerinin, mal ve hizme ihracaının ve doğrudan yabancı sermaye yaırımlarının gelir eşisizliği üzerindeki ekisini aşırmışlardır. Hizme sekörünün kama değerinin kasayısı Johansen eşbüünleşme analizi sonucunda poziif ancak isaisiki açıdan anlamsız bulunmuşur. Diğer üm değişkenlerin ise kasayısı negaif ve anlamlı olarak elde edilmişir. Badri vd., (2015), yılları arasında seçilmiş 11 OECD ülkesi için icare ve arımsal kama değerin gelir eşisizliği üzerindeki ekisini panel veri analizi ile araşırmışlardır. Ticarein gelir eşisizliği üzerinde isaisiki açıdan anlamlı ve negaif ekisi olduğu, arımsal kama değerin ise gelir eşisizliği üzerinde poziif ekisi olduğu 600

4 sonucuna ulaşmışlardır. Yani, seçilen OECD ülkelerinde arımsal kama değerdeki arışın gelir eşisizliğini arırdığı bulgusunu elde emişlerdir. 3. Veri ve Yönem Araşırmada Türkiye için dönemini kapsayan veriler, Dünya Bankası nın World Developmen Indicaors (WDI) veri abanından ve SWIID veri abanından elde edilmişir. Analizler E-views ve Gauss pake programları ile gerçekleşirilmişir. Çalışmada kullanılan değişkenlere ilişkin bilgiler Tablo 1 de yer almakadır. Tarım ve hizme sekörlerinin GSYH içerisindeki kama değerlerinin payı, bu sekörlerin ekonomideki ağırlığını emsilen kullanılmakadır. Gini kasayısı, gelirdeki eşisizliği ifade emeke ve 0 ile 1 arasında yer almakadır. 0 a ne kadar yakınsa gelir dağılımının o kadar adil olduğu, 1 e ne kadar yakında gelir eşisizliğinin o kadar fazla olduğu anlamına gelmekedir. Tablo 1: Modellerde Kullanılan Değişken Tanımları Değişken Tanım Kaynak Tarım GSYH içerisinde Tarım sekörünün kama değerinin payı WDI Hizme GSYH içerisinde Hizme sekörünün kama değerinin payı WDI Gini Ne gelirdeki eşisizlik SWIID Tablo 2 ye göre; Türkiye de gelir eşisizliğinin oralama olarak 40.5 civarında bulunduğu ve ora düzeyde bir gelir eşisizliğinin var olduğu söylenebilmekedir. Grafiğe bakıldığında 2000 li yıllardan sonra gelir eşisizliğinde, gelişmiş ülkelere nazaran, bir azalış rendinin olduğu dikka çekmekedir (Şekil 1). GSYH içerisinde arım sekörünün kama değerinin payı oralama olarak %15 iken, en düşük değer yaklaşık olarak %7 ile 2016 yılına ai iken, en yüksek değer ise % 32.7 ile 1978 yılına ai olmakadır. GSYH içerisinde hizme sekörünün kama değerinin payı oralama olarak % 55 iken, en düşük değer yaklaşık olarak % 43.8 ile 1978, en yüksek değer ise % 63.9 ile 2009 yılına ai olmakadır yılında bu sekörün payı 2009 yılına göre % 60.7 ye gerilemişir. (Tablo 2). Ekonomide hizme sekörünün kama değerinin payının oldukça yüksek olduğu gözlenmekedir. Grafiğe bakıldığında hizme sekörünün payının giderek arığı, arım sekörünün payının ise giderek azaldığı dikka çekmekedir (Şekil 1). Tablo 2: Analizde Kullanılan Değişkenlere İlişkin Tanııcı İsaisikler Tarım Hizme Gini Oralama Sd. Sapma Minimum Maksimum Jarque-Bera Prob Gözlem Serinin normal dağılıp dağılmadığını es eden ve boş hipoezi serinin normal dağılmadığını ifade eden Jarque-Bera esine göre her üç seri için de boş hipoez reddedilmeke ve serilerin normal dağıldığı sonucunda ulaşılmakadır (Tablo 2). Şekil 1: Analizde Kullanılan Değişkenlere İlişkin Grafik serv agri gini_ne Analizde kullanılan değişkenler arasındaki korelasyon marisine bakıldığında arım ve hizme sekörü arasında % 90 düzeyinde negaif yönlü güçlü bir ilişkinin olduğu görülmekedir. Bu sonuç, bir sekörün ekonomiye kakısı ararken, diğer sekörün ekonomiye kakısının azaldığı anlamına gelmekedir. Tarım sekörünün ekonomiye kakısı ile Gini gelir eşisizliği arasında yaklaşık olarak % 63 civarında poziif yönlü ora derecede güçlü, hizme 601

5 sekörünün ekonomiye kakısı ile Gini arasında ise yaklaşık olarak yine % 63 civarında ve ora derecede güçlü ancak negaif yönlü bir ilişki olduğu dikka çekmekedir (Tablo 3). Korelasyon kasayısı sadece aradaki ilişkinin negaif mi poziif mi olduğunu vermeke faka ilişkinin yönünü oraya koyamamakadır. Yani hizmeler sekörünün ekonomideki payı ile Gini gelir eşisizliği arasındaki negaif ilişkinin gelir eşisizliğinden hizmeler sekörünün payına doğru mu yoksa hizmeler seköründen gelir eşisizliğine doğru mu olduğu belirlenememekedir. Bu bağlamda çalışmada nedensellik analizine başvurulmakadır. Nedensellik analizine geçilmeden önce serilerin maksimum büünleşme derecelerinin belirlenebilmesi amacı ile birim kök eslerine yer verilmekedir. Araşırmada kullanılan nedensellik analizlerinde geleneksel Granger nedensellik analizinin aksine her bir değişkenin durağanlık seviyesinden çok değişkenlerin maksimum büünleşme dereceleri dikkae alınmakadır. Değişkenlerin durağanlık seviyelerinin belirlenebilmesi amacı ile ADF, PP ve KPSS ürü eslere göre daha güçlü olan Ng-Perron (2001) birim kök esi kullanılmakadır. Tablo 3: Analizde Kullanılan Değişkenlere İlişkin Korelasyon Marisi Tarım Hizme Gini Tarım Hizme * Gini 0.633* * No: *, %1 anlamlılık düzeyini gösermekedir. Ng - Perron (2001) birim kök esi, rendden arındırılmış GLS (Genelleşirilmiş En Küçük Kareler) emelli dör es isaisiğini kapsamakadır: MZ a = (T 1 y 2 T s 2 AR )(2T 2 T 2 =1 Y 1 ) 1 (1) MSB = (T 2 T =1 Y 2 1 /s AR 2 1/2 ) MZ = MZ a MSB (3) MPT = [c 2 T 2 T 2 =1 y 1 c T 1y T2 ]/s 2 AR ) (4) MZ a, MZ ve MSB, M esleri olarak adlandırılmakadır. Tesler ooregresif ahmin sonucu elde edilen s AR σ k2 /(1 β (1)) 2 k ifadesine dayalıdır. β (1) = i=1 β i ve σ k2 = (T k) 1 T =k+1 e,k 2 şeklindedir. Bu esler Phillip- Perron esini, Bhargava isaisiğini ve ERS Poin Opimal esini emel almakadır. MSB ve MPT eslerinde boş hipoez serinin durağan olduğu MZ a ve MZ eslerinde ise boş hipoez serinin birim kök içerdiği şeklindedir. (Ng ve Perron, 2001: ; Çınar ve Yılmaz, 2017: 60). Ng-Perron birim kök esi hem PP dolayısıyla ADF hem de ERS ipi esleri emel aldığından, bu eslerin ek ek kullanıldığı durumlara göre daha güçlü bir es olmakadır. Bu nedenle çalışmada serilerin durağanlığının incelenmesinde Ng-Perron (2001) birim kök esi kullanılmakadır. Analizde seriler arasındaki nedenselliğin araşırılmasında Haemi-J simeirik ve asimerik nedensellik esleri kullanılmakadır. Lieraürde kullanılan ilk nedensellik sınaması Granger (1969) nedensellik sınamasıdır. Granger nedensellik anımına göre; diğer bilgiler aynı iken X in geçmiş değerlerinin açıklayıcı değişken olarak kullanıldığı regresyondan elde edilen Y nin öngörü değerleri, X in geçmiş değerlerinin kullanılmadığı durumla karşılaşırıldığında daha başarılı olmuşsa X, Y nin granger nedenidir şeklinde anımlanmakadır (Granger, 1969). Granger esinde serilerin durağan olması gerekmekedir. Daha sonra gelişirilen Toda-Yamamoo (1995) nedensellik sınaması ise serilerin durağan olması veya olmaması durumunda, eşbüünleşme ilişkisine bakılmaksızın kullanılabilen bir esir. Bu ese önemli olan vekör ooregresif (VAR) modelin gecikme sayısı ve en büyük enegrasyon derecesidir. Ancak, Hacker Haemi j (2006), Toda-Yamamoo esinin küçük örneklemlerde güçlü bir es olmadığını oraya koymuşlardır. Bu nedenle Hacker-Haemi J esin zayıf yönlerini gidermek amacıyla boosrap dağılımını içeren yeni bir yönem gelişirmişir. Toda-Yamamoo ve Hacker-Haemi J (2006) gibi esler poziif ve negaif şokların ekisini aynı kabul emekedir. Poziif ve negaif şokların ekisinin farklı olabileceği ilk kez Granger ve Yoon (2002) arafından oraya aılmış ve serilerin kümülaif poziif ve negaif bileşenleri arasındaki saklı eşbüünleşme ilişkisini incelemişleridir. Bunun üzerine Haemi-J (2012) çalışmasında Granger ve Yoon (2002) saklı eşbüünleşme analizini nedensellik analizi için gelişirerek değişkenlerin negaif ve poziif bileşenleri arasındaki nedensellik ilişkisini araşırmışır. Rassal yürüyüş sürecini akip eden y 1 ve y 2 gibi iki büünleşik seri arasındaki nedensellik ilişkisinin araşırılmak isendiği varsayıldığında; y 1 = y Ԑ 1 = y 1,0 + i=1 Ԑ 1i ve (5) (2) 2 = 602

6 y 2 = y Ԑ 2 = y 2,0 + Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICMEB17 Özel Sayısı i=1 Ԑ 2i (6) olmak üzere burada =1,2, T ve y 1,0 ile y 2,0 sabileri başlangıç değerlerini emsil emekedir. Ԑ 1 ve Ԑ 2 beyaz gürülü dağılımına sahip erimleri gösermekedir. Poziif ve negaif şoklar sırası ile Ԑ + 1i = maks(ԑ 1i, 0), Ԑ + 2i = maks(ԑ 2i, 0), Ԑ 1i = min(ԑ 1i, 0) ve Ԑ 2i = min(ԑ 2i, 0) olarak anımlanmakadır. Bunun öesinde Ԑ 1i = Ԑ + 1i + Ԑ 1i ve Ԑ 2i = Ԑ + 2i + Ԑ 2i şeklindedir. Bu ayrışırılan şoklar 7. ve 8. denklemlerde yerine yazıldığında; y 1 = y Ԑ 1 = y 1,0 + Ԑ + i=1 1i + i=1 Ԑ 1i ve (7) + + y 2 = y Ԑ 2 = y 2,0 + i=1 Ԑ 2i Ԑ 2i i=1 (8) elde edilmekedir. Burada her bir değişkenin poziif ve negaif şoku kümülaif biçimde y + 1 = i=1 Ԑ 1i, y 1 = i=1 Ԑ 1i, y = i=1 Ԑ 2i ve y 2 = i=1 Ԑ 2i şeklinde ifade edilmekedir. Elde edilen poziif ve negaif bileşenler arasındaki nedensellik ilişkisi VAR modeli kullanılarak es edilmekedir. VAR modeli aşağıdaki gibi anımlanmakadır. Y = DZ + δ (9) Burada Y = (y 1 +,, y T + ) veya Y = (y 1,, y T ), D = (v, A 1,, A p ), δ = (u 1 +,, u T + ) veya δ = (u 1,, u T ) ve Z = (Z 0,, Z T 1 ) şeklindedir. Z marisinde bulunan Z ler aşağıdaki gibidir: Z = [ 1 + y + y y p+1 ] veya Z = [ 1 y y 1.. y p+1 ] VAR modelinde kullanılacak gecikme uzunluğunun belirlenmesinde Haemi-J bilgi krieri kullanılmakadır. Seriler arasında Granger- nedenselliğin olmadığını göseren emel hipoezi es emek için VAR modeli kullanılarak elde edilen Wald isaisiği aşağıdaki şekilde hesaplanmakadır: (10) Wald = (Cβ) [C((Z Z) 1 S U )C ] (11) Burada C kısılı paramereler için 1 lerden oluşan ve kalan paramereler için de 0 lardan oluşan göserge marisini emsil emekedir. β = vec(d), ise kronecker çarpımını gösermekedir. q her VAR eşiliğinde yer alan gecikme sayısı olmak üzere S u = δ U δ U T q kısısız VAR modeli için hesaplanan varyans-kovaryans marisini emsil emekedir. Granger nedenselliğin olmadığını göseren boş hipoez H 0 : Cβ = 0 şeklindedir. (Haemi-J, 2012, ; Yılancı ve Bozoklu, 2014: ). 4. Ampirik Bulgular Ngç-Perron (2001) birim kök esi sonuçları Tablo 4 de yer almakadır. Hizme + ve Gini + için kriik değerler ile kalan diğer değişkenler için kriik değerler arasında farklılıklar bulunmakadır. Kriik değerlerdeki bu farklılık Hizme + ve Gini + değişkenlerinin birim kök eslerinin (rendin bu değişkenler için koşullu hipoez esi sonucunda anlamsız olmasından harekele) sabili, diğer değişkenlerin sabili ve rendli ahmin edilmesinden kaynaklanmakadır. Tablo 4: Ng-Perron Birim Kök Tesi Sonuçları Düzey değerleri Birinci Farkları Değişken MZa MZ MSB MPT MZa MZ MSB MPT Sonuç Tarım * * 0.171* 5.809* I(1) Tarım * * 0.181* 6.450* I(1) Tarım * I(1) Hizme * I(1) Hizme * I(1) Hizme * I(1) Gini * I(0) Gini * I(0) Gini I(1) + 603

7 No: Hizme + ve Gini + için MZa, MZ, MSB ve MPT kriik değerler, sırasıyla %1 de : , , ve 1.780; %5 de , , ve ; %10 da , , ve dir. Kalan değişkenler için MZa, MZ, MSB ve MPT kriik değerleri sırasıyla %1 de , , ve 4.030; %5 de , , ve 0.480; %10 da , , 0.185, şeklindedir. *:, %10 anlamlılık düzeyini gösermekedir. Birim kök esi sonuçlarına göre, Gini ve Gini değişkenin negaif bileşeni (Gini ) seviyede durağan iken bu değişkenler haricindeki üm değişkenlerin bir birim kök içerdiği bulgusu elde edilmekedir. Dolayısıyla çalışmada uygulanan nedensellik analizlerinde maksimum büünleşme dereceleri 1 olarak alınmakadır. Haemi-J simerik nedensellik sonuçlarına göre, arım sekörünün ekonomideki payı ile gelir eşisizliği arasında bir nedensellik ilişkisi bulunamamakadır. %1 önem düzeyinde hizmeler sekörünün ekonomideki kama değerinden gelir eşisizliğine doğru ise bir nedenselliğin var olduğu bulgusu elde edilmekedir. Ancak var olan bu nedenselliğin poziif şoklardan mı yoksa negaif şoklardan mı kaynaklandığı bilinememekedir. Bu bağlamda Haemi-J asimerik nedensellik analizine başvurulmakadır. Asimerik nedensellik analizi sonuçlarına göre yine arım sekörünün ekonomideki payının negaif veya poziif şokları ile gelir eşisizliğinin negaif veya poziif bileşenleri arasında bir nedensellik bulgusuna raslanılamamışır. %5 önem düzeyinde hizme sekörünün ekonomideki kama değerinin negaif bileşeni ile gini gelir eşisizliği kasayısının negaif bileşeni arasında çif yönlü nedensellik elde edilmekedir. Yani; hem hizme seköründe meydana gelen negaif bir şokan, gelir eşisizliğinin negaif bileşenine doğru hem de gelir eşisizliğinin negaif şokundan, hizme sekörünün negaif bileşenine doğru bir nedensellik bulunmakadır. Hizme seköründe meydana gelen negaif bir şok hizme sekörünün ekonomideki kama değerinin azalması dolayısıyla bu sekör için meydana gelen bir olumsuzluğu yansıırken, gini gelir eşisizliğinde meydana gelen negaif şok gelir eşisizliğindeki azalmayı yani daha adil bir gelir dağılımını ifade emekedir. Bu bağlamda, hizmeler seköründe meydana gelen olumsuz bir durum, gelir eşisizliğinin azalmasına neden olurken daha adil bir gelir dağılımının hizmeler sekörünü olumsuz yönde ekilediği sonucuna ulaşılmakadır. Tablo 5: Haemi-J Simerik ve Asimerik Nedensellik Sonuçları Boş Hipoez Tes İs. Boosrap Kriik Değerleri Boş Hipoez Tes İs. Boosrap Kriik Değerleri H 0 Wsa %1 %5 %10 H 0 Wsa %1 %5 %10 Tarım Gini > Tarım > Gini Hizme * Gini > Tarım > Gini Tarım Gini > Gini > Tarım Tarım Gini > Gini + > Tarım + Hizme 5.183** Gini 5.653** > Gini > Hizme Hizme Gini > Gini + > Hizme + No: * ve ** değerleri sırasıyla %1 ve %5 anlamlılık seviyelerinde değişkenler arasında nedensellik ilişkisinin varlığını gösermekedir. VAR modelinin uygun gecikme uzunluğu Haemi-J (2003) bilgi krierine göre seçilmişir. 5. Sonuç döneminde Türkiye için simerik ve asimerik nedensellik analizi yönemi ile arım ve hizme sekörlerinin kama değerlerinin, gelir eşiliği üzerindeki ekisinin incelendiği bu çalışmada; arım sekörünün kama değerinin GSYH içerisindeki payı ile gelir eşisizliği arasında simerik veya asimerik herhangi bir nedensellik olduğuna dair bulgu elde edilememişir. Ancak gelir eşisizliği ile hizme sekörünün kama değerinin GSYH içindeki payı arasında simerik olarak ek yönlü, asimerik olarak ise çif yönlü nedensellik bulunmakadır. Hizme seköründe oluşan negaif bir şok, eşisizliğin azalmasına yani gelir dağılımının daha adil olmasına yol açarken, gelir dağılımında iyileşme hizme sekörünü olumsuz yönde ekilemekedir. Bu bağlamda, beşeri sermayenin durumunun iyileşirilmesi büyük önem arz emekedir. Vasıfsız işgücünün eğiilmesi, özellikle eknik eğiimler verilmesi, daha donanımlı hale geirilmesi ile bu işgücünün; sekörde bulunan yüksek verimlilik gerekiren, yüksek ücre ve daha iyi çalışma koşullarını ifade eden iyi iş lerde isihdam edilmesine olanak sağlayacakır. 604

8 Kaynakça Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICMEB17 Özel Sayısı Acemoglu, D., & Auor, D. (2011). Skills, asks and echnologies: Implicaions for employmen and earnings. Handbook of Labor Economics, 4, Akçomak, S., & Gürcihan, H. B. (2013). Türkiye işgücü piyasasında mesleklerin önemi: Hizmeler sekörü isihdamı, işgücü ve ücre kuuplaşması. Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası, Çalışma Tebliği, No: 13/21. Erişim Tarihi: , hp:// Ali, S., Musafa, M. Q., & Shahbazi, I. A. (2013). Agriculure value added and income inequaliy in Pakisan: A ime series analysis. Research Journal of Economics, Business and ICT, 8(2), Amjad, R., & Ahmad, V. (1984). Managemen of he Economy of Pakisan Karachi: Oxford Universiy Press. Badri, A. K., Nahidi, M. M., & Pourebrahim, M. (2015). Trade, agriculure value added and income inequaliies. Inernaional Journal of Bioinformaics and Biomedical Engineering, 1(3), Bluesone, B. (1990). The grea U-urn revisied: Economic resrucuring, jobs, and he redisribuion of earnings. Jobs, Earnings, and Employmen Growh Policies in he Unied Saes, Blum, B. S. (2008). Trade, echnology, and he rise of he service secor: The effecs on US wage inequaliy. Journal of Inernaional Economics, 74(2), Byerlee, D., De Janvry, A., & Sadoule, E. (2009). Agriculure for developmen: Toward a new paradigm. Annu. Rev. Resour. Econ., 1(1), Cuong, N. V. (2010). Does agriculure help povery and inequaliy reducion? Evidence from Vienam. Agriculural Economics Review, 11(1), Çınar, M. & Yılmaz, A. (2017). Terör olaylarının döviz piyasası oynaklığı üzerindeki ekisi: Türkiye örneği, Inernaional Journal of Academic Value Sudies, 3(13), Feensra, R. C., & Hanson, G. H. (1999). The impac of ousourcing and high-echnology capial on wages: Esimaes for he Unied Saes, The Quarerly Journal of Economics, 114(3), Fiala, R. (1983). Inequaliy and he service secor in less developed counries: A reanalysis and respecificaion. American Sociological Review, Filizekin, A., & Çelik, M. A. (2010). Türkiye de bölgesel gelir eşisizliği. Megaron, 5(3), Granger, C.W. J. (1969). Invesigaing causal relaions by economeric models and cross specral mehods. Economerica, 37, Granger, C.W.J., & Yoon, G. (2002). Hidden coinegraion. Deparmen of Economics Working Paper Universiy of California, No: Hacker, R.S., & Haemi-J, A. (2006). Tess for causaliy beween inegraed variables using asympoic and boosrap disribuions: Theory and applicaion. Applied Economics, 38(13), Haemi-J, A. (2012). Asymmeric causaliy ess wih an applicaion. Empirical Economics, 43(1), Meisenheimer, J.R. II (1998). The services indusry in he good versus bad jobs debae. Monhly Lab. Rev., 121, Moinoddini, Z. (2015). Relaed o agriculural research, disribuion of income and agriculural value added. Inernaional Journal of Agriculural Managemen and Developmen, 5(2), Ng, S., & Perron, P. (2001). Lag lengh selecion and he consrucion of uni roo ess wih good size and power. Economerica, 69(6), Sol, F. (2014). The sandardized world income inequaliy daabase. Working paper, SWIID Version 5.0, Erişim Tarihi: , hps://daaverse.harvard.edu/daase.xhml;jsessionid=ab2946f5efe604034d657961d7bf?persisenid=hdl%3 A1902.1/11992&version=

9 Toda, H.Y. & Yamamoo, T. (1995). Saisical inference in vecor auoregressions wih possibly inegraed processes. Journal of Economerics, 66(12), Özurk, L. (2012). Turkiye de bolgesel esisizligin sekorel dinamikleri bir ayrisirma analizi Ege Academic Review, 12(2), World Bank. (2017). World Developmen Indicaors. Erişim Tarihi: , hps://daa.worldbank.org/indicaor?ab=all. Yilanci, V., & Bozoklu, S. (2014). Türk sermaye piyasasinda fiya ve islem hacmi iliskisi: Zamanla degisen asimerik nedensellik analizi. Ege Akademik Bakis, 14(2),