Türkiye Ekonomisinde Büyümenin Kaynakları: Parametrik Olmayan Bir Yaklaşım

Transkript

1 Türkye Ekonomsnde Büyümenn Kaynakları: Parametrk Olmayan Br Yaklaşım Şenay AÇIKGÖZ 1 Gaye KARPAT ÇATALBAŞ 2 Özet Br ekonomde büyümenn kaynaklarının geleneksel büyüme muasebes çerçevesnde tamn faktör pyasalarının rekabetç oldukları ve üretm fonksyonunun belrl br kalıba uyduğu şeklndek varsayımların sağlanmasını gerektrmektedr. Bu çalışmada Iwata vd çalışmasından areketle Türkye ekonomsnde büyümenn kaynakları ve toplam faktör vermllğ TFV dönem çn söz konusu varsayımların sağlanmasını gerektrmeyen parametrk olmayan regresyon analz le tamn edlmştr. Çıktının sermaye ve şgücü grdsne göre esneklk katsayılarının parametrk olmayan regresyon tamnler Türkye ekonomsnde ölçeğe göre azalan getr olduğunu göstermektedr. Tamn sonuçlarına göre 1980 önces dönemde büyümenn kaynağı sermaye brkm ken, 1980 sonrası dönemde yılları dışında TFV büyümesdr. İşgücünün büyümeye en öneml katkısını dönemnde yaptığı gözlenmştr. Anatar Kelmeler: Büyümenn Kaynakları, Toplam Faktör Vermllğ TFV, Parametrk Olmayan Regresyon JEL Sınıflandırması: O40, C14 Sources of Growt n te Turks Economy: A Non-parametrc Approac Abstract Estmatng te sources of economc growt wtn te framework of te conventonal growt accountng approac s based on two assumptons namely te factor markets are compettve and te underlyng aggregate producton functon as a specfc form. In ts study, followng Iwata et al 2003, sources of economc growt and total factor productvty TFP growt n te Turks economy for te perod were estmated wt nonparametrc regresson approac wc does not requre mposng tese restrctve assumptons. Nonparametrc estmates of ncome sare of captal and labor ndcated tere are dmnsng returns to scale n te Turks economy. Accordng to results, captal formaton s te man sources of growt before n te pre- 1 Yrd. Doç. Dr., Gaz Ünverstes İktsad ve İdar Blmler Fakültes Ekonometr Bölümü, asenay@gaz.edu.tr. 2 Yrd. Doç. Dr., Osman Gaz Ünverstes Fen-Edebyat Fakültes İstatstk Bölümü, gkarpat@ogu.edu.tr.

2 1980 perod, TFP s te sources of growt wt te ecepton of perod and post-1980 perod seems to be te sources of growt. It s observed tat labor s contrbuton to economc growt reaced te gest level n te Keywords: Sources of Growt, Total Factor Productvty TFP, Non-parametrc Regresson JEL Classfcaton Codes: O40, C14 1. Grş Hulten 2000 tarafından fade edldğ gb ktsatçılar toplam faktör vermllğnn TFV ktsad büyüme sürecnn öneml br faktörü olduğunun fakında olmakla brlkte, yoğun tartışmalarını daa çok kullandıkları yöntemler ve ler sürdükler varsayımlar üzerne yapmaktadırlar. Dolayısıyla büyümenn kaynakları ve TFV büyümes üzerne oluşan lteratürün ölçmeye yönelk kısmı büyüme muasebesnn kend varsayımları yanında kullanılan yöntemlern kendnden gelen varsayımlar ya da kısıtlar üzerne odaklıdır. Çıktıda büyümey sağlayan faktörlern ncel katkılarını ve TFV n ölçmeye yönelk yaklaşımlar parametrk ve parametrk olmayan yaklaşımlar olarak k başlık altında değerlendrleblr. Parametrk yaklaşımda, üretm fonksyonunun belrl br matematksel kalıba uyduğu varsayımı altında üretm fonksyonu değşkenlern düzey ya da fark değerler le tamn edlmektedr. Dğer br fade le büyümenn kaynakları determnstk ve stokastk yapının ayrıştırılması le belrlenmekte ve böylece TFV dek artış oranları tamn edlmektedr. Parametrk olmayan yaklaşımlar se geleneksel ve genşletlmş büyüme muasebesne dayanmakta ve faktör pyasalarının tam rekabet pyasaları oldukları varsayımı altında, gerekl denge koşullarından areketle çözümlemeler çermektedr. Her k yaklaşımda da çoğunlukla zaman sers verler kullanılmakta ve Solow 1957 model üzerne kurulu geleneksel büyüme muasebes le 2

3 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde büyümenn kaynakları belrlenmektedr. Terc edlen yaklaşım 3 3 değşmekle brlkte, bu çalışmalarda, ölçeğe göre sabt getr varsayımı altında Cobb- Douglas tp üretm fonksyonu temel alınmaktadır. Iwata vd tarafından belrtldğ gb bu varsayımlar özellkle gelşmekte olan ekonomlerde pek sağlanamamaktadır. Gelşmekte olan ekonomlerde faktör pyasaları tam rekabet koşullarından çok uzaktır, daası bu ekonomler çn üretm fonksyonunun belrl br kalıba uyduğunu varsaymak da gerçekç değldr. Hulten 2000, Solow büyüme muasebes modelnn aslında endeks sayılarına dayanan ve tümüyle parametrk olmayan br yapıda olduğunu ler sürmekte ve bu varsayımları eleştrmektedr. Iwata vd çalışmasında üretm fonksyonunun belrl br kalıba uymasının ve ölçeğe göre sabt getr varsayımının gerekmedğ parametrk olmayan regresyon analz le Asya Kaplanları olarak anılan ülkelerde büyümenn kaynakları geleneksel büyüme muasebes anlayışından areketle analz edlmştr. İktsad büyüme ve büyümenn kaynakları üzerne yoğun çalışmaların yapıldığı, bununla brlkte konunun Türkye ekonoms açısından sınırlı sayıda çalışmada ele alındığı söyleneblr. 4 Bu çalışmalardan en güncel olanları Altuğ vd. 2006, İsman ve Metn-Özcan 2005 ve 2006 çalışmalarıdır. İlk çalışma genşletlmş büyüme muasebes yaklaşımına dayanmakta ve dönemn kapsamaktadır. Dğer k çalışma dönemn kapsamakla brlkte, lknde eştümleşme analz kullanılmıştır. Analzler genşletlmş büyüme muasebes çerçevesnde yapılmıştır. Yne son dönemde yapılan çalışmalardan Saraçoğlu ve Suçmez 2006 ve Alvan 2006 çalışmalarında 3 Büyümenn kaynakları konusu ülke karşılaştırmalı olarak yatay kest verleryle de ncelenmş Dougerty ve Jorgenson, 1996 ve Islam, 1999 ve benzer şeklde Cobb- Douglas üretm fonksyonunun blnen kalıbı le emek ve sermaye esneklklernn tamn edldğ gözlenmştr. 4 Krugman 1994, Young 1995, Tempel 1999, Boswort ve Collns 2003, Senadj 2000 ve Hakura 2004 çeştl ülkeler üzerne yapılmış çalışmalardan sadece brkaçıdır.

4 dğerlernden farklı olarak malat sanaynde büyümenn kaynakları araştırılmış ve analzler lknde dönem çn geleneksel büyüme muasebes çerçevesnde Cobb-Douglas üretm fonksyonu, Malmqust vermllk endeks ve Ver Zarflama Analz 5, kncsnde se dönem çn 2-deflatörlü büyüme muasebes üzernden gerçekleştrlmştr. 6 Saygılı vd çalışmasında TFV büyümes tarım, sanay ve zmetler sektörü ayırımında ve ekonomnn genel çn tamn edlmştr. Geleneksel büyüme muasebes çerçevesnde elde edlen tamnler dönemn kapsamaktadır. Çalışmanın öneml br bulgusu, sanay sektöründe üretmdek artışların kaynağının 1980 yılına kadar şgücü vermllğ ve sermaye brkm olduğu, ve yern 1980 sonrası dönemde nşler-çıkışlar olmakla brlkte TFV ne bıraktığı şeklndedr. Çalışmada ayrıca sanay sektörünün performansının ekonomnn genelndek vermllk artışında etkl olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Bu çalışmada Türkye ekonomsnde dönemnde büyümenn kaynakları konusu geleneksel büyüme muasebes çerçevesnde ve yukarıda fade edlen aksaklıkları da dkkate alacak şeklde Iwata vd çalışmasından esnlenerek parametrk olmayan regresyon analz le ncelenmş, büyümenn kaynakları ve TFV büyüme oranı tamn edlmştr. 2. Büyüme Muasebes ve Yöntem Neo-klask büyüme modelnde toplulaştırılmış üretm fonksyonu, Y t F K t, L t, t 1 5 Yaklaşım le lgl ayrıntılı blgler ve uygulamalar çn Färe vd. 1994, Taşkın ve Zam 1997, Arcelus ve Arozena 1999, Maudos vd çalışmalarına bakılablr. 6 Yaklaşım le lgl ayrıntılı blgler Harberger 1998 çalışmasında bulunablr. 2- deflatörlü büyüme muasebes yaklaşımı le kastedlen tüm değşkenler reel olarak fade etmek üzere GSYİH deflatörü ya da tüketc fyat endeks le standart reel ücretn kullanılmış olmasıdır. 4

5 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde şeklnde tanımlanır. Burada Y, K ve L sırasıyla çıktı, sermaye ve emek grdlern, t se zaman değşkenn göstermektedr. Üretm fonksyonu le karmaşık yapıdak ktsad büyüme sürec daa bast ve anlaşılablr br şeklde özetlenmektedr. 7 Eştlk 1 n er k tarafının logartması ve zamana göre türev alındığında, Y F K K F L L F 1 Y K F K L F L t F 2 elde edlecektr. Burada X dx dt olup zamana karşı türev gösterr. Eştlk 1 daa açık br bçmde Hcks nötr formu kullanılarak genellkle aşağıdak gb gösterlr. K t, L t, t A t FK t, L t F 3 Eştlk 3 de sermaye ve emek grdsnn verl düzeynde, üretm fonksyonundak değşm At le ölçülmekte, bu da toplam faktör vermllğn TFV göstermektedr. Eştlk 3 e eştlk 1 dek şlemler uygulanırsa, Y F K K F L L A 4 Y K F K L F L A elde edlecektr. Eştlk 2 nn sağ tarafındak son term eştlk 4 de TFV büyüme oranı olarak yorumlanmaktadır. Eştlk 4 g büyüme oranını ve esneklk katsayılarını göstermek üzere aşağıdak gb yazılablr. g GSYIH g g g 5 K K L L A Burada K ve L sırasıyla çıktının sermaye ve şgücü esneklğn göstermektedr. Esneklk katsayıları blndğnde çıktı, emek ve sermaye büyüme oranları kullanılarak er br dönem çn TFV ölçüleblmektedr. Ancak 7 Neo-klask büyüme modelnn yenden gözden geçrm çn bakınız Barro ve Sala-- Martn

6 bu noktada ortaya çıkan sorun esneklk katsayılarının ne olacağı, daa doğrusu nasıl tamn edleceğdr. Esneklk katsayıları daa önce de fade edldğ gb ya faktör pyasalarının tam rekabet pyasaları oldukları varsayımı altında gerekl denge koşullarından areketle 8 ya da eştlk 1 de verlen üretm fonksyonunun parametrk formda belrl br kalıba uyduğu varsayımı altında ekonometrk yöntemlerle tamn edlmektedr. Ekonometrk analzlerde model artıkları TFV nde artış oranını göstermek üzere kullanılmaktadır. Gelşmekte olan ülkelerde ya da ekonomlerde emek ve sermaye pyasalarının tam rekabet koşulları altında faalyetlern sürdürme olasılıklarının düşüklüğü le belrl br matematksel kalıbın er ekonomye uygun olmayableceğ göz önüne alındığında er k yaklaşım bu kısıtları bakımından cdd br bçmde eştrlmektedr. Bu da berabernde br başka yaklaşımın ne olableceğ sorusunu gündeme getrmektedr. Parametrk tamn yöntemlernn kend kısıtları da araştırmacıların önünde br kısıt olarak durmaktadır. Bu nedenle teornn kendsnden gelen kısıtların ötesnde ekonometr tamn sürecnn doğasında bulunan kısıtlar daa başka sorunlar üreteblmektedr. Bu nedenle en azından tamn sürecnn kendsnden gelen kısıtları azaltmak br gerekllk olmaktadır. Yöntemn kendsnden gelen kısıtların dğerlerne göre daa asgar düzeyde olduğu düşüncesnden areketle Iwata vd çalışmasında esneklk katsayılarının tamn çn parametrk olmayan regresyon analznn kullanılablrlğ gösterlmştr. 8 Emeğn fyatı w t ve sermayenn krası r t olmak ve p t br fyatını, Q t mktarını göstermek üzere rt A F K r K L vk ve w t A F L verldğnde K F K K F ve L F LL F w L Y vl olmaktadır. Dğer br fade le esneklk katsayıları er br faktörün gelr çndek oranına eşttr. Ölçeğe göre sabt getr varsayımı altında v K v L K L 1 olup TFV bast cebr şlemler le kolaylıkla esaplanablr. Bu yolla esaplanan TFV aynı zamanda Solow artığı olarak da anılmaktadır. 6

7 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde Eştlk 1 ve 3 ün logartmk dönüşümü yapılıp stokastk ata term denkleme eklendğnde üretm fonksyonu aşağıdak gb olacaktır. ln K t,ln L t ut * ln Y t a t F 6 * Burada at lna t olup zamanın blnmeyen br fonksyonudur. F K, L se ln F e K, e L olup u t ortalaması sıfır olan ata termn göstermektedr. Toplam çıktının sermaye ve şgücü esneklkler eştlk 6 nın sermaye ve şgücüne göre kısm türevlerdr. Bu ve adı geçen çalışmada esasında belrl br matematksel kalıba ve belrl parametre kısıtlarına gerek kalmaksızın esneklk katsayılarının tamn edlmes önerlmektedr. 9 Eştlk 6 da örtük olarak verlen K ve L esneklk katsayılarını tamn etmek üzere lny t değşkennn koşullu beklenen değer eştlk 7 dek gbdr. * mln K,ln L, t E[ln Y ln K,ln L, t] a t F ln K,ln L 7 Eştlk 6 da verlen lşk parametrk olmayan regresyon analznde y Y, Y,..., Y bağımlı değşken X, X,..., X bağımsız değşken ya 1 2 n da değşkenler göstermek üzere, 10 t t1 t 2 tq y t m u 8 t t şeklnde gösterlr. Burada m blnmeyen regresyon fonksyonunu t göstermektedr. m regresyon fonksyonunun fonksyonel kalıbı akkında t erang br önsel blg mevcut değlse, bu fonksyonel lşk erang br varsayım yapılmaksızın parametrk olmayan tamn yöntemler le tamn edleblr. Bu yöntemlerden en çok kullanılanı kernel çekrdek tamnne 9 Bu çalışmada adı geçen esneklk katsayıları ve fyat esneklklernn tamn çn parametrk olmayan regresyon analz uygulamaları çn Rlston 1988 ve 1991, Lewbel 1993 ve 1995 çalışmalarına bakılablr. 10 Bu çalışmada bağımsız değşkenler vektörü ln K, lnl t olmaktadır. 7

8 dayanan yerel doğrusal YD çekrdek tamn yöntemdr. Yerel doğrusal tamnde m regresyon fonksyonunun k sürekl türeve sap olduğu ve kernel K t gb smetrk br olasılık yoğunluk fonksyonu kullandığı varsayılmaktadır Jones, 1997: Eştlk 8 de, verlen br noktasında blnmeyen m regresyon fonksyonunun tamn m ˆ ; p,, t p 0 p 9 1 şeklnde verlen polnom fonksyonunun K çekrdek ağırlıkları kullanılarak ağırlıklı en küçük kareler tamn yöntem le elde edlr. Bu türden br şlemn amacı, p polnom derecesn göstermek üzere, eştlk 10 da verlen fonksyonu mnmum kılmaktır. n p Y p K 10 YD regresyon teknğ, erang br noktasının yakın komşuluğunda küçük derecel polnom fonksyon yardımıyla düzgün br m fonksyonunun tamn edlmes esasına dayanmaktadır. ~ ~ ~ 0,, T p t olmak üzere, eştlk 10 da verlen fonksyonun bu parametre vektörüne göre brnc türevnn sıfıra eştlğnde eştlk 11, yan parametre vektörünün tamn elde edlr. ~ T 1 T X W X X W Y 11 Burada W, çekrdek ağırlılarının oluşturduğu n n boyutlu köşegen matrs olup, W = köşegen{k 1,, K n } le verlr. m fonksyonunun tamn edcs se aşağıdak gbdr. T T 1 T mˆ ; p, e X W X X W Y 12 1 Burada e 1, p boyutlu br vektördür. K, çekrdek fonksyonunu ve bant genşlğn göstermek üzere eştlk 10 da polnom dereces p = 0 t 8

9 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde 9 alındığında t m fonksyonunun Nadaraya-Watson tamn edcs elde edlr. Bu tamnc se aşağıdak gbdr. n n K Y K m 1 1 ;0, ˆ 13 p = 1 olması durumunda se t m fonksyonunun YD tamn edcs, ; ˆ ; ˆ ; ˆ ; ˆ ; ˆ ;1, ˆ s s s Y K s s n m 14 le fade edlr. Burada, n r r K n s 1 1 ; ˆ fadesne eşttr Wand ve Jones, 1995:118. Brden fazla açıklayıcı değşkenn olması durumunda eştlk 12 de verlen YD t m tamn edcs, W Y X W X X Η T T 1 1 ;1, ˆ T e m 15 şeklnde tanımlanacaktır Wand ve Jones, 1995:140. Blnmeyen t m regresyon fonksyonunun tamnnde kernel fonksyonu K le bant genşlğ nn seçm öneml konulardır. Özellkle bant genşlğnn seçm tamn sonuçlarını öneml derecede etklemektedr. Lteratürde çeştl kernel fonksyonunun seçmnde çoğunlukla Guassan, Epanecnkov, Trangular fonksyonları, bant genşlğnn seçmnde se en küçük kareler çapraz geçerllk, plug-n yöntemler kullanılmaktadır. Bununla brlkte bant genşlğnn seçm konusunda erkes tarafından kabul edlmş br yöntem

10 mevcut değldr. 11 Parametrk olmayan yaklaşım, blnmeyen m regresyon fonksyonunun fonksyonel şeklne at erang br önsel varsayımın yapılmasına gerek duymamasının yanında er br örnek dönem çn nokta tamnlern elde edlmesne olanak sağlamaktadır Mamud vd., 2004: 231. t 3. Ver Set Büyümenn kaynakları üzerne amprk çözümlemelern önündek temel kısıtlardan br sermaye stokundan kaynaklanan ver kısıtıdır. Sermaye stoku verlerndek bu sıkıntının Saygılı vd çalışması le öneml ölçüde gderldğ söyleneblr. Çalışmada gerek toplulaştırılmış gerekse alt sektörler tbaryle sabt sermaye yatırımı verler 1949 dan tbaren verlmş, sermaye stoku se dönem çn Aralıksız Envanter Yöntem le oluşturulmuştur. Halazırdak bu çalışmada örneklem dönem dönem olarak belrlenmş bu nedenle adı geçen çalışmada verlen sabt sermaye yatırımı ver set le Devlet Planlama Teşklatının elektronk ortamda yayınladıkları ver set kullanılarak sermaye stoku vers dönem çn yenden düzenlenmştr. İsman ve Metn-Özcan 2006, Neru ve Dareswar 1993, Boswort ve Collns 2003 ve Sendadj 2000 çalışmalarından areketle sermaye stoku sers K t aşağıdak eştlkten areketle oluşturulmuştur. K t 1 d K I 16 t1 t Burada K t1, başlangıç dönem sermaye stokunu, d, 0, 1 aralığında değerler alablen aşınma oranını, I t se t dönemndek sabt sermaye yatırımlarını göstermektedr. g, örneklem dönem çn ortalama büyüme ızını göstermek üzere, İsman ve Metn-Özcan, 2006, Neru ve Dareswar Ayrıntılı blg çn Härdle 1990, Wand ve Jones 1993, Pagan ve Ulla 1999, Takezawa 2006 çalışmalarına bakılablr. 10

11 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde çalışmalarını takp ederek aşınma oranı 0.05 alınmış ve K t1 aşağıdak gb esaplanmıştır. Kt 1 I t g d 17 Çıktı Y t, GSYİH ve stdam L t se 15+ yaş grubu çn toplam stdam edlenler olarak Türkye İstatstk Kurumu ndan TÜİK alınmıştır. Son olarak GSYİH ve sermaye stokunun 1998 fyatları le alındığı belrtlmeldr Dönemnde Çıktı, Sermaye Stoku ve İstdamda Gelşmeler Cumuryet dönemnn son kırk yılı em ktsad em de sosyal ayatı öneml br bçmde etklemş çeştl değşmeler le gelşmeler kapsamaktadır. Çalışmanın âlazırdak bu bölümünde ele alınan konu açısından mll gelr, emek ve sermaye stokunun zaman çndek gelşm sürec değerlendrlmştr. Bu çerçevede Şekl 1, çıktı Y, sermaye stoku K ve stdamın L zamana karşı grafğn göstermektedr. Şekl 1. Çıktı, Sermaye Stoku ve İstdam 18.4 Y 19.0 K L

12 Şekl 1 den de zleneceğ gb çıktı ve stdam kesntler ya da kırılmalar olmakla brlkte zamanla artış eğlm serglemektedrler. Sermaye stoku da zamanla artış eğlm göstermektedr, ancak 1980 önces ve sonrası dönem karşılaştırıldığında sermaye stokundak artış ızının 1980 sonrası dönemde azaldığı gözlenmştr. Tablo 1. Dönemler İtbaryle Çıktı, Sermaye Stoku ve İstdam 1998 Fyatları le Bn TL, Bn Kş Dönem GSYİH Sermaye Stoku İstdam Beşnc kısımda verlen kaynaklardan düzenlenen verler le kend esaplamalarımız. Parantez çndek değerler lgl dönem çn ortalama artış ızını % gösterr. Ortalama artış ızları yıllık geometrk ortalamalar olarak esaplanmıştır. İncelenen dönemde çıktı, stdam ve sermaye stokunun belrl dönemler tbaryle gelşmn daa açık br bçmde zlemek üzere Tablo 1 oluşturulmuştur ktsad bunalımı ve 1960 İtlal nn ardından planlı kalkınma dönemnn başlaması ve bu dönemn 1970 l yılların ortalarına kadar devam etmes nedenyle Tablo 1, dönem dışında beşer yıllık dönemler tbaryle azırlanmıştır. İncelenen dönemde 1998 fyatları le verlen GSYİH büyüme ızı zaman çnde yüzde 2.5 la yüzde 5 arasında dalgalanmalar göstermş, en yüksek büyüme ızlarına ve dönemnde 12

13 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde ulaşılmıştır dönemnde Türkye ekonoms dönemne göre yüzde 2.5 oranında küçülmüştür. Analz dönemnn tümü tbaryle bakıldığında sermaye stoku yüzde 6.5, stdam edlen kş sayısı yüzde 1.4 oranında artmış ve ortalama büyüme ızı yüzde 4.4 olarak gerçekleşmştr. Çıktı ya da mll gelr, stdam ve sermaye stokunun düzey değşmler yanında çalışan başına mll gelr, çalışan başına sermaye stoku le şgücü ve sermaye vermllklernn zaman çnde gösterdkler gelşm sürecn de zlemek gerekmektedr. Bu nedenle Tablo 2 oluşturulmuş ve k tablonun şaret ettkler yer darlığı nedenyle br arada değerlendrlmştr. Tablo 2. Dönemler İtbaryle İşgücü ve Sermaye Vermllğ ve Artış Oranları Dönem Y/K Y/L K/L Beşnc kısımda verlen kaynaklardan düzenlenen verler le kend esaplamalarımız. Parantez çndek değerler lgl dönem çn ortalama artış ızını göstermektedr. Sermaye stokunun zaman çnde sürekl br azalma eğlm sergledğ ortalama artış ızlarından gözleneblr dönemnde ortalama büyüme ızı yüzde 20 olan sermaye stoku, en düşük artış ızlarına sırasıyla ve dönemnde ulaşmıştır. Sermaye vermllğnde Y/K zaman çnde ve dönemler dışında negatf büyüme ızları elde edlmştr. Bununla brlkte büyüme ızlarındak azalma eğlm 1980 sonrası dönemde 1980 önces döneme göre daa düşüktür. Bu nedenle görel olarak 1980 sonrası dönemde sermaye vermllğnde olumlu br gdşat olduğu sözleneblr. Çalışan başına sermaye stokundak K/L artış eğlm de 1980 sonrası ve önces 13

14 dönemde brbrnden oldukça farklıdır sonrası dönemde çalışan başına sermaye stokunun ortalama yüzde 4 dolaylarında olduğu tablodan gözleneblr. Tablo 1 ncelendğnde 15 + yaş grubunda stdam edlen kş sayısında en yüksek artış oranın dönemnde gerçekleştğ gözlenecektr. İstdam edlen kş sayısı çn ortalama artış ızı dönemnde sadece bnde 6 dır. İşgücü vermllğ Y/L sermaye vermllğne göre daa olumlu br gelşme sürecn göstermektedr. İşgücü vermllğnde en öneml artışlar ve dönemnde elde edlmştr. İşgücü vermllğndek kararlı gdşat yanında 1990 lı yıllarda artış oranı negatf yönde gerçekleşen sermaye vermllğ 2001 sonrası dönemde yern poztf yönde artışa bırakmıştır dönemnde yaşanan bu olumlu gelşmenn temel neden reel ücretlern 2001 Krz nn ardından düşmes le üretm malyetlernn belrl br düzeyde tutulablmş olmasıdır. Gerek sermaye stokunda sürekl azalış eğlm gerekse büyüme ızlarının yüzde aralığında dalgalanmalar göstermes ekonomnn stdam yaratma kapastesnn zayıf olduğu şeklnde yorumlanablr. Her ne kadar 2001 Krz nn ardından çok yüksek car açıklara rağmen görel olarak daa y br büyüme performansı sergleyen Türkye ekonomsnde sermaye brkmnn artış ızında br düşüş olduğu tablodan da gözlenmektedr. Sermaye stokunda zaman çnde sürekl br azalış eğlm karşısında sermaye vermllğnde görel olarak artış eğlm, buna karşılık şgücü vermllğnde kararlı değşm ızı Türkye ekonomsnde emek-yoğun teknolojlern kullanıldığını düşündürtmekte, dolayısıyla emeğe lşkn kısm esneklk katsayısının daa büyük olableceğ tmaln berabernde getrmektedr. 5. Amprk Bulgular Türkye ekonomsnde büyümenn kaynaklarını parametrk olmayan regresyon yöntem le tamn ettğmz bu çalışmada, vurgulanması gereken nokta şgücü ve sermayeye lşkn esneklklern parametrk olmayan regresyon yöntem le tamn edldğdr. Dğer br fade le bu çalışmada üretm fonksyonunun belrl br parametrk kalıba uyduğu ve ölçeğe göre sabt getr olduğu şeklnde br varsayım yapmaksızın çıktının şgücü ve sermaye 14

15 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde esneklkler dönem çn tamn edlmş ve TFV eştlk 4 de verlen büyüme muasebes denklem le esaplanmıştır. 12 Gerek ölçeğe göre getr varsayımı yapılmadan gerekse ölçeğe göre sabt getr varsayımı altında parametrk olmayan regresyon analznde esneklk katsayıları knc dereceden Gausssan kernel fonksyonu kullanılarak yerel doğrusal tamn yöntem le tamn edlmştr. Parametrk olmayan regresyonda öneml olan bant genşlğnn seçmnde se çapraz geçerllk yöntem kullanılmıştır. Esneklk katsayılarının tamnnde teknolojk gelşmey dkkate almak üzere zaman değşken de modele dâl edlmştr. Buna göre sermaye stoku, stdam ve zaman değşkenler çn uygun bant genşlkler sırasıyla 0.848, ve 20.1 dr. Analzlerde değşkenlern logartmk değerler kullanılmıştır. Parametrk olmayan regresyon analznde er br t dönemnde gözlenen açıklayıcı değşken değerler çn eğm katsayıları ayrı ayrı tamn edleblmektedr. Bu çalışmada er br gözlem çn elde edlen tamnlern ortalaması dönem çn esneklk katsayıları olarak alınmıştır. Parametrk olmayan regresyon analz le er t dönemnde açıklayıcı değşkenlern gözlenen değerler çn esneklk katsayıları tamn edleblmektedr. Her t dönem çn tamn edlen esneklk katsayılarının ortalaması alınarak tüm dönem çn esneklk katsayıları esaplanmış ve eştlk 4 yardımıyla TFV büyümes bu katsayılardan areketle elde edlmştr Türkye ekonomsnde 1980 önces ve sonrası dönemn zlenen sanayleşme ve ktsat poltkaları, krzler ve krzlern nedenler bakımından genel olarak farklı olduğu söyleneblr. Bununla brlkte çalışmada 1980 önces ve sonrası çn ayrı ayrı analz yapılmamıştır. Bunun temel neden parametrk olmayan regresyon analznn örneklem çapının büyük olması durumunda daa kullanışlı olmasıdır. Türkye ekonomsnde özellkle sermaye stoku versnn elde edlmesnde yaşanan problemler gözlem sayısının çokluğu önünde br engeldr. 13 Çıktının şgücü ve sermaye esneklklernn dağılımı üzerne ayrıntılı blg çn bakınız Iwata vd.,

16 Tablo 3. İşgücü ve Sermaye Esneklkler, TFV Büyümes ve Büyümenn Dönem Kaynakları çn Parametrk Olmayan Regresyon Analz Tamnler Ölçeğe Göre Sabt Getr Varsayımı Yapılmadan K = 0.32 L = 0.48 TFV Büyümes Sermaye Stokunun Katkısı * İşgücünün Katkısı ** Ölçeğe Göre Sabt Getr Varsayımı Altında K = 0.30 L = 0.70 TFV Büyümes Sermaye Stokunun Katkısı * İşgücünün Katkısı ** Kaynak: Çalışmada kullanılan verler üzernden kend esaplamalarımız. * K g K, sermaye stokunun katkısını, ** L g L şgücünün katkısını gösterr. Katsayı tamnler, TFV büyümes ve büyümenn kaynakları le lgl sonuçlar br öncek sayfada verlen Tablo 3 de özetlenmştr. Tablo 3 de TFV büyümes ve büyümenn kaynakları Tablo 1 ve 2 dek dönemler le ve dönemler çn ortalama olarak verlmştr. Ölçeğe göre sabt getr varsayımı yapılmadan çıktının sermaye ve şgücü esneklkler dönem çn sırasıyla 0.32 ve 0.48 olarak tamn edlmştr. Buna göre şgücü grds sabt ken sermaye stokunda örneğn yüzde 1 oranında br artış toplam çıktıyı yüzde 0.32 oranında, sermaye grds sabt ken stdam edlen kş sayısında yüzde 1 oranında br artış toplam çıktıyı yüzde 0.48 oranında artırmaktadır. Ölçeğe göre sabt getr 14 varsayımı altında çalışan başına çıktıda toplam değşme çalışan başına sermaye grdsndek artışa yüzde 30 oranında artış le tepk vermektedr. Her k varsayım altında elde edlen esneklk tamnler Türkye ekonomsnde emek yoğun teknolojnn kullanıldığına şaret etmektedr. 14 Bu varsayım altında eştlk 5 de gerekl düzenlemeler yapıldığında bağımlı değşken lny/l ve bağımsız değşken lnk/l olacaktır. Bu değşkenler çn çapraz geçerllk yöntem le belrlenen bant genşlkler se sırasıyla 0.05 ve dr. 16

17 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde Ölçeğe göre sabt getr varsayımı yapılmadan ve yapılarak elde edlen sonuçlar brbrnden çok farklı değldr. Bu nedenle yorumlar lk üç sütuna göre verlmştr. Tablo 3 den de zlenebleceğ üzere 1980 öncesnde TFV nn büyümeye katkısı söz konusu değlken, 1980 sonrası dönemde TFV artış genel olarak büyümenn kaynağı olmuştur önces dönemde büyümenn kaynağı sermaye stokudur. Dğer br fade le 1980 öncesnde TFV nn ktsad büyümeye negatf etks sermaye stokundak artış le öneml ölçüde gderlmştr önces dönemde TFV nn negatf etksnn nedenler dönemn ktsad bunalımından zyade syas bunalımlarıdır İtlal ve ardından planlı kalkınma yılları büyüme anlamında olumlu gelşmeler berabernde getrse de 1970 l yıllarda yaşanan k petrol krz, bu yılların sonunda belrgnleşen toplumsal kutuplaşmalar sayılablr ve dönemlernde büyümenn kaynağı TFV büyümesdr önces dönemde büyümenn kaynağı sermaye stoku ken, 1980 sonrası dönemde sermaye stoku sadece dönemnde büyümenn kaynağı olmuştur. Büyümeye stdam edlen kş sayısındak katkı tüm dönem ve alt dönemlerde TFV büyümes ve sermaye stokundan sonra gelmştr. İşgücünün vermllğnn en yüksek olduğu dönemler se ve dönemler bakınız Tablo 2 ken şgücünün büyüme katkısı sadece dönemnde dğer dönemlere göre öneml br artış göstermştr. Bunun br neden 1990 lı yıllarda tarım sektöründek şgücünün payının yüzde 45 lere, zmetler sektöründek şgücünün payının yüzde 40 lara çıkmasıdır Kepenek ve Yentürk, 2004: yılı le brlkte sanayleşme stratejsnn racata dönük sanayleşme stratejs şeklnde değştrlmes, syasal stkrarsızlık ortamının sone ermes ve Özal ükümetler le Türk Lrası nın konvertbl olması ve 1989 yılı le brlkte fnansal serbestleşme ve artan dış tcaretn TFV üzernde olumlu etks olduğu açıktır. Sermaye brkmnn 1980 sonrası dönemde 1980 önces döneme göre azalma eğlm serglemes, 1990 lı yılların genel olarak nşl çıkışlı yapısına karşın dönemnde sermaye stoku büyümenn kaynağı olmuştur. Sermaye stoku bu özellğn 1990 lı yılların knc yarısı çn de korumuştur dönemnde büyümenn kaynağı yüzde 2.2 le TFV ken dönemnde büyümenn kaynağı yüzde 2.8 le sermaye stokudur. Şekl 2 ve Şekl 3, ölçeğe göre sabt getr varsayımı yapılmadan ve yapılarak tamn edlen TFV büyümesnn yıllara göre grafğn göstermektedr. 17

18 İlgl grafklerde düz çzg tamn edlen TFV büyüme oranını, keskl çzg se TFV sersnn Hodrck-Prescott fltres le belrlenen eğlmn göstermektedr 15. Şekl 2. Toplam Faktör Vermllğ TFV Büyümes Şekl 3. TFV Büyümes: Ölçeğe Göre Sabt Getr Varsayımı altında Her k grafk TFV büyümesnn 1980 yılına kadar azalma eğlm sergledğn, 1980 sonrası dönemde genel olarak artış eğlmnde olduğunu göstermektedr. Keskl çzg TFV büyümesnn potansyel büyüme eğlm 15 Bu fltre le lgl ayrıntılı blg çn bakınız Hodrck ve Prescott

19 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde şeklnde kabul edlrse, TFV büyümesnn dönemnde potansyelnn üzernde dönemnde se potansyelnn altında kaldığı söyleneblr. TFV büyümesnn 2001 Krznn ardından artış eğlm sergledğ, potansyelnn üzerne se 2004 sonrasında çıktığı söyleneblr. Tablo 3 den de görüleceğ gb TFV büyümes dönemnde büyümeye en büyük katkıyı 2001 krzne rağmen dönemnde yapmıştır. TFV ndek bu ızlı artışın çeştl nedenler bulunmaktadır: Uygulana sıkı para ve malye poltkaları sonucu enflasyon oranının başarılı br şeklde düşürülmes, mal dspln ve stkrarlı br ktsad ortam, kurumsal ve yapısal reformlar ve Avrupa Brlğ ne üyelk sürecnde genel olarak yaşanan olumlu gelşmeler. 6. Sonuç Bu çalışmada Türkye ekonomsnde büyümenn kaynakları geleneksel büyüme muasebes çerçevesnde parametrk olmayan regresyon analz le tamn edlmştr. Br başka fade le Cobb-Douglas tp br parametrk üretm fonksyonuna ve ölçeğe göre sabt getr varsayımına bağlı kalmadan çıktının şgücü ve sermaye esneklkler parametrk olmayan regresyon analz le tamn edlmş, büyümenn kaynakları ve TFV büyümes geleneksel büyüme muasebes denklem aracılığıyla belrlenmştr. Bu çalışmanın sonuçlarından br dönemnde Türkye ekonomsnde ölçeğe göre azalan getrnn söz konusu olduğudur. Bu durum se normal br ekonom çn beklenen br sonuçtur. Aks durumda dğer br fade le ölçeğe göre artan getrnn söz konusu olması durumunda malyetler sürekl olarak aşağı çekleceğnden, lgl ekonomde üretm patlaması yaşanacak ve çok büyük ktsad büyüme ızlarına ulaşılacaktır. Sermaye stoku le şgücü grdlernn gelrden aldıkları pay sırasıyla 0.32 ve 0.48 olarak tamn edlmştr. Buna göre şgücü grdsndek artış toplam çıktıda sermaye grdsndek artışa göre daa fazla etkl olmaktadır. Sermaye ve şgücünün büyümeye katkısına bakıldığında, sermaye brkmnn katkısının TFV büyümesnn katkısı yanında öne çıktığı gözlenmştr. Bu k sonuç farklı gözükmekle brlkte yen teknoloj ve yen sermaye yatırımlarındak artış stdam edlen kş sayısındak artış yıllar tbaryle sabt kalmış olan Türkye ekonomsnde emeğn marjnal vermllğn arttırmış, dolayısıyla TFV artmıştır. Analz sonuçlarına göre Türkye ekonomsnde 1980 sonrası dönemde dönem dışında büyümenn kaynağı TFV büyümes ken

20 dönemnn tümü çn büyümenn kaynağı sermaye brkm olarak belrlenmştr. TFV büyümes özellkle ve dönemnde öne çıkmıştır sonrası dönemde se TFV büyümes 1990 lı yıllar dışında Türkye ekonomsnde teknolojde de öneml gelşmeler kaydedldğn göstermektedr. Şu günlerde yaşanan küresel krzn neresnde olduğu net br şeklde gözlenemeyen Türkye ekonomsnde 2001 Krz nn ardından yakalanan olumlu gelşmelern korunması büyüme performansındak gelşmelern sağlamlaştırılması adına önemldr. Kaynakça Altuğ, S., Flztekn, A. and Pamuk, Ş. 2006, Sources of Long-Term Economc Growt for Turkey, , ttp:// Alvan, A. 2006, Sources of Growt n Turks Publc and Prvate Manufacturng Sectors, D.E.Ü.İ.İ.B.F. Dergs, 211, Arcelus, F.J, and Arozena, P. 1999, Measurng Sectoral Productvty across Tme and across Countres, European Journal of Operatonal Researc, 119, Barro, R. and Sala--Martn, X. 1995, Economc Growt, New York: McGraw-Hll. Boswort, B and Collns, S.M. 2003, Te Emprcs of Growt: An Update, Brookngs Insttuton. Dougerty, C. and Jorgenson, D.W. 1996, Internatonal Comparsons of te Sources of Economc Growt, Amercan Economc Revew, 862, Färe, R., Grosskopf, S., Norrs, M. And Zang, Z. 1994, Productvty Growt, Tecncal Cange and Effcency Cange n Industralzed Countres, Amercan Economc Revew, 84, Hakura, D.S. 2004, Growt n te Mddle East and Nort Afrca, IMF Workng Paper, WP/04/56. Harberger, A. C. 1998, A Vson of te Growt Process, Amercan Economc Revew, 88 1, Härdle, W. 1990, Appled Nonparametrc Regresson, Cambrdge: Cambrdge Unversty Press. 20

21 Açıkgöz-Çatalbaş / Türkye Ekonomsnde Hodrck, R.J. and Prescott, E.C. 1997, Post-War U.S. Busness Cycles: An Emprcal Investgaton, Workng Paper, Carnege-Mellon, Unversty: Reprnted n Journal of Money, Credt, and Bankng, 291, Hulten, C.R. 2000, Total Factor Productvty: A Sort Bograpy, NBER Workng Paper, No: 7471, Cambrdge, Massacusetts: Natonal Bureau of Economc Researc. Islam, N. 1999, Dfferent Approaces to Internatonal Comparsons of Total Factor Productvty, Workng Paper, Department of Economcs, Emory Unversty. İsman, M. ve Metn-Özcan, K. 2006, Türkye Ekonomsnde Büyümenn Kaynakları: , İktsat, İşletme ve Fnans, 21Nsan, İsman, M. ve Metn-Özcan, K. 2005, Sources of Growt n te Turks Economy, , ERF12t Annual Conference. Caro-Egypt. Iwata, S., Kan, M.S. and Murao, H. 2003, Sources of Economc Growt n East Asa: A Nonparametrc Assessment, IMF Staff Papers, 502, Jones, M.C. 1997, A Varaton on Local Lnear Regresson, Statstca Snca, 7, Kepenek, Y. ve Yentürk, N. 2004, Türkye Ekonoms, 16. Baskı, İstanbul: Remz Ktabev. Krugman, P. 1994, Te Myt of Asa s Mracle, Foregn Affars, 73November/December, Lewbel, A. 1993, Consstent Tests wt Nonparametrc Components wt an Applcaton to Cnese Producton Data, Workng Paper, Brandes Unversty. Lewbel, A. 1995, Consstent Nonparametrc Testng wt an Applcaton to Testng Slutsky Symmetry, Journal of Econometrcs, 67, Mamud, S.F., Ulla, A. and Yücel, E.M. 2004, Testng Marsall-Lerner Condton: A Nonparametrc Approac, Appled Economcs Letters, 11, Maudos, J., Pastor, J.M. and Serrano, L. 2000, Convergence n OECD Countres: Tecncal Progress and Effcency Cange n Industralzed Actvtes, Appled Economcs, 32,

22 Neru, V. and Dareswar, A. 1993, A New Database on Pyscal Captal Stock: Sources, Metodology and Results, Revsta Analss de Economco, 81, Pagan, A. and Ula, A. 1999, Nonparametrc Econometrcs, Cambrdge: Cambrdge Unversty Press. Rlston, P. 1988, Nonparametrc Hypotess Testng for Realstcally Szed Samples, Researc Report, Laval Unversty. Rlston, P. 1991, Nonparametrc Hypotess Testng wt Parametrc Rates of Convergence, Internatonal Economc Revew, 321, Saraçoğlu, B. ve Suçmez, H. 2006, Türkye İmalat Sanaynde Vermllk, Teknolojk Gelşme, Yapısal Özellkler ve 2001 Krz Sonrası Reel Değşmler: , Vermllk Raporu-2006, Ankara: Mll Prodüktvte Merkez. Saygılı, Ş., Can, C. ve Yurtoğlu, H. 2005, Türkye Ekonomsnde Sermaye Brkm, Vermllk ve Büyüme, Yayın No. TÜSİAD-T/ /413, İstanbul: Lebb Yalkın Yayımları A.Ş. Senadj, A. 2000, Sources of Economc Growt: An Etensve Growt Accountng Eercse, IMF Staff Papers, 471, Solow, R. M. 1957, Tecncal Cange and te Aggregate Producton Functon, Revew of Economcs and Statstcs, 39, Takezawa, K. 2006, Introducton to Nonparametrc Regresson, USA: Jon Wley & Sons, Inc. Taşkın, F. and Zam, Ö. 1997, Catcng-up and Innovaton n Hg and Low Income Countres, Economcs Letters, 54, Tempel, J. 1999, Te New Growt Evdence, Journal of Economc Lterature, 371, Wand, M.P. and Jones, M.C. 1993, Comparson of Smootng Parameterzatons n Bvarate Kernel Densty Estmaton, J.A.S.A., 88422, Wand, M.P. and Jones, M.C. 1995, Kernel Smootng, London: Capman and Hall. Young, A. 1995, Te Tyranny of Numbers: Confrontng te Statstcal Realtes of te East Asan Growt Eperence, Quarterly Journal of Economcs, 1103,