Maliyet Hastalığı Hipotezi: Türkiye de Kamu ve Özel Sektör Ücretleri Üzerine bir Uygulama
|
|
- Duygu Odabaşı
- 8 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 Maliye Hasalığı Hipoezi: Türkiye de Kamu ve Özel Sekör Ücreleri Üzerine bir Uygulama Mura ASLAN 1 H. Kürşad ASLAN 2 Öze: Türkiye de eğer kamu seköründe çalışanların (memur ve işçilerin) reel ücreleri ile özel sekör çalışanların (işçilerin) reel ücreleri arasında bir ilişki mevcu ise, Baumol ve Bowen (1966) çalışmasında oraya koyduğu maliye hasalığı hipoezinin kısmen de olsa Türk kamu sekörü için önemli olabileceği sonucuna varılabilir. Bu çalışmada kamu sekörü hizme üreiminde önemli bir maliye unsuru olan ücrelerin özel sekör ücreleri ile ilişkisi Türkiye bağlamında dönemi için araşırılmış ve böyle bir ilişkinin var olduğu ekonomerik yönemler kullanılarak göserilmişir. Anahar Kelimeler: Maliye Hasalığı, Đskandinav Modeli, Kamu Ücreleri, Nedensellik Analizi, Dağılımlı Gecikmeli Değer Regresyonu. An Applicaion of he Cos Disease Hypohesis on Public and Privae Secor Wages in Turkey Absrac: If here exis meaningful link beween wages for public secor employees (officers and public workers) and privae secor where he former end o demonsrae lower produciviy increase han he laer, he cos disease hypohesis brough o lieraure by Baumol-Bowen (1966) sudy migh be a leas parially accepable for Turkish public secor. The objecive of his sudy is by using economeric echniques o invesigae he exisence of such links beween privae and public secor wages using Turkish yearly daa for period. According o he resuls of saisical mehods used in his sudy, here exis saisically significan effecs of privae secor wages over public secor wages. Keywords: Cos Disease, Scandinavian Model, Public Secor Wages, Granger Causaliy, Disribued Lag Model. GĐRĐŞ Tarihsel olarak bazı sekör ya da iş alanlarında verimlilik arışı yok ya da yok denecek kadar az iken bu sekör ya da iş alanlarında elde edilen ücreler verimlilik arışlarının çok daha üzerinde olduğu gözlemlenmişir. Bu durum bilimsel disiplin sisemaiğine göre Baumol ve Bowen un 1960 lı yıllarda yapmış olduğu çalışmalar ile oraya konulmuşur. 3 Bu yazarlara göre, 1 Yrd. Doç. Dr. Eskişehir Osmangazi Üniversiesi, Maliye Bölümü 2 Arş.Gör. Ken Sae Universiy, Uluslararası Đlişkiler ve Kamu Yöneimi Bölümü, Ohio ABD. 3 Baumol, W. J. ve. Bowen W. G. (1966).
2 orkesra, iyaro ve opera gibi göseri sanalarında çalışan insanlar, bu alanda 100 veya 200 yıl önce çalışan insanlardan daha verimli olmamalarına rağmen 100 veya 200 yıl önce çalışanlara göre çok daha yüksek ücreler kazanmakadırlar. Bu durum neoklasik ücre modeli ile bağdaşmamakadır. Đşe bazı sekörlerde gözlemlenen ücre arışlarının o sekör ya da iş kolunda gözlemlenen verimlilik arışlarının üzerinde kalması durumuna lieraürde maliye hasalığı ya da Baumol ve Bowen hipoezi olarak bilinmekedir. Maliye hasalığı hipoezine konu olan iş alanları ya da sekörlerin orak özelliği üreim fonksiyonlarının genelde emek-yoğun olmaları ve emek ile sermaye arasında ikame esnekliğinin oldukça sınırlı olmasıdır. Bu sekörlerden farklı olarak, sermayenin yoğun şekilde kullanıldığı bazı sekörlerde ise eknoloji-kaynaklı verimlilik arışları gözlemlenmeke ve bu eknoloji-kaynaklı verimlilik arışları beraberinde ücre arışlarını da geirmekedir. Eğer verimlilik arışlarının nispeen düşük olduğu sekörlerde ücre arışları verimlilik arışlarının nispeen yüksek olduğu sekörler ile paralel bir seyir izlerse, düşük verimlilik göseren sekörlerde nispi maliyeler aracakır. Đşe maliye hasalığı kavramından anlaşılması gereken şey, verimlilikleri düşük olan sekörlerde hızlı ücre arışlarının yaraığı maliye ya da nispi maliye arışlarıdır. Maliye hasalığı hipoezini neo-klasik ücre modelinden bir sapma şeklinde okumak mümkündür. Fakör piyasalarında gözlemlenen ve neo-klasik ücre modeli ile örüşmeyen durumların neler olduğu ve bu durumları ikisadi düşünce manığı ile açıklamayı amaçlayan geniş bir eorik ve ampirik lieraür mevcuur. Bu modellerden bu çalışma ile de yakından ilgili olan önemli bir model Đskandinav ücre modelidir. Đlk olarak Aukrus arafından Norveç için 1970 li yıllarda gelişirilen bu model, bir sekördeki ücrelerin diğer sekörlere nasıl yayıldığını (wage spill-over) açıklamaya çalışmakadır (Johansen ve Srom, 2001 ve Friberg, 2007). Đskandinav model, bir ülkede üm ücrelerin uzun dönemde dünyadaki reel ücreler ile paralel bir seyir izleyeceği nokasından hareke eder. Bu model, dünya genelinde ücrelerin bir renin lokomoifi ve vagonları misali birbirlerini aynı yöne doğru çeken bir sisem gibi kurgulamakadır. Bu modele göre, icaree elverişli (radable) sekörlerde (örneğin imala sanayi) çalışan işçiler dünyanın hemen her yerinde (döviz kuru ekisi arındırılarak) benzer ücreler kazanacaklardır. Đskandinav modelde icaree yakın sekörlerdeki ücreler, ücre reninin lokomoifi görevini görürler. Ticaree yakın olmayan (ya da bir rende vagon durumunda olan) sekörlerdeki (örneğin hizme sekörü, kamu sekörü) ücreler ise icaree yakın olan sekörleri akip eiği hipoez edilmekedir. Halmlund ve Ohlsson un 1992 yılında Đskandinav modeli ekseninde Đsveç için kurguladığı ampirik çalışmada özel sekör (icaree yakın sekör) ile kamu sekörü (icaree
3 yakın olmayan sekör) ücreleri arasında isaisiki açıdan anlamlı bir ilişki bulmuşur. Kamu sekörünün üreiği mallar için piyasa alep eğrisinin elde edilmesindeki zorluklar sebebi ile ampirik anlamda verimlilik anımı yapmak oldukça sıkınılıdır. Durum böyle olmasına rağmen, eorik lieraürde Baumol (1967) yılında Amerika için sorduğu soruyu Türkiye için öyküler isek: bir öğremenin çocuklara okuma-yazma öğremesi, bir hâkimin davaya bakması gibi sosyal mallar düşünüldüğünde bu işleri bugün yapan kişiler bu işleri 10 ya da 20 yıl önce yapanlardan ne kadar verimlidirler? Teorik anlamda Baumol (1967) arafından kamu sekörünün özel sekör (özellikle imala sekörü) ile karşılaşırıldığında verimlilik arışları sınırlı kalmasına rağmen ücre arışları özel sekör ücre arışları ile yakından bağlanılı ise maliye hasalığı kamu sekörü için geçerli olacakır. Kamu seköründe verimlilik arışları hesaplamasındaki zorluklar ve özellikle de hesaplanmasının sübjekif varsayımlara dayanması nedeni ile bu çalışmaya dahil edilmemişir. Bu anlamda bu çalışma çok daha müevazi bir hedef olan kamu ve özel sekör ücreleri arasında bir ilişkinin var olup olmadığını incelemişir. Bu çalışmanın amacı Đskandinav modelinden harekele, Türkiye de özel sekör ücrelerinde meydana gelen değişmelerin kamu sekörü ücrelerine ekisi olup olmadığının araşırmakır. Şu anki bilgimize göre, Türkiye için buna benzer bir çalışma şu ana kadar yapılmamışır. Bu çalışmada döneminde yıllık veriler kullanılarak kamu sekörü işçi, kamu sekörü memur ve özel sekör işçi ücrelerinde meydana gelen değişmelerin birbirleri üzerindeki ekiler araşırılmışır. Yapılan isaisiiki analizler çerçevesinde, özel sekör işçi ücrelerinden kamu sekörü işçi ve kamu sekörü memur ücrelerine doğru yayılma olduğu ve bu yayılmanın özellikle kamu işçi ücrelerinde çok daha belirgin olduğu gözlemlenmişir. Bu çalışma dör bölümden oluşmakadır. Takip eden bölümde ücre eorileri üzerinde lieraür araması yapılacakır. Daha sonraki bölümde Türkiye de döneminde genel olarak isihdam ve ücrelerin yanı sıra, kamu ve özel sekörde isihdam ve ücreler hakkında bilgiler verilecekir. Üçüncü bölümde araşırılmak isenen sorular ile paralel olarak asarlanan Grangernedensellik analizi ve regresyon analizi ve bu analizlerin sonuçları oraya konularak, bulgular yorumlanacakır. Kısa bir oparlama ve değerlendirme ile çalışma sonlandırılacakır. ÜCRET VE ĐSTĐHDAM MODELLERĐ Đşgücü piyasalarında ücre ve isihdam gibi konular hakkında kurgulanan modeller genelde referans olarak neoklasik modeli kullanmakadır.
4 Neoklasik eori, am rekabe piyasası varsayımlarının geçerli olduğu bir ikisadi çerçeveden hareke ederek reel ücrelerin emek arz ve alebini dengeye geiren bir araç olarak ele alır. Neoklasik sisemde fiya mekanizması mükemmel bir kaynak ahsis mekanizması vasfı ile bir çalışana (ya da bir gruba) yapılacak ücre ödemelerinin bu çalışanın (ya da grubun) yaraılan ilave değere yapmış olduğu kakısı nispeinde olacağı sonucuna göürür. Diğer bir deyişle, bir firma (sekör) için bir üreim fakörüne olan alep (L), bu fakörün marjinal geirisi (MP) ile bu fakörün maliyeinin (W) eşilenmesi ile elde edilecekir. Ters fonksiyon (inverse funcion) manığı ile ücre düzeyi verimliliğin (ya da bu fakörün marjinal veriminin) bir fonksiyonu olarak yazılabilir: W=f(MP). 4 Neoklasik ekonomik eori, bir ekonomide işçilerin kalielerinde (ya da verimliliklerinde) farklılık, iş kolunun ya da işin nieliğinin birakım risk unsurları içermesi, yıpraıcı olması gibi nedenlerden dolayı ücrelerde farklılıklar olabileceğini kabul emekedir. Neoklasik yaklaşım çerçevesinde gelişirilen beşeri sermaye modellerinde, bir ülkede ya da bir sekörde çalışanların kazandıkları ücreler arasındaki farkları açıklamak için eğiim, bilgi ve beceri düzeyleri ve ecrübe farklılıkları gibi değişkenler önem arz emekedir (Hyclack ve diğ. 2005). Birçok piyasada olduğu gibi işgücü piyasalarında da Walrasyan sisemin am olarak çalışığı söylenemez. Đşgücü piyasalarında, oraya çıkan ve neoklasik sisemin varsayımlarındaki eksikliklerden yola çıkarak bu piyasaları asvir emeye çalışan pek çok eorik model gelişirilmişir. Lieraürde kurumsal ve yapısal [insiuional] fakörlerin (sendikaların pazarlık güçleri, vergi, sosyal güvenlik primleri ve cinsiye) varlığı da işgücü piyasalarının neoklasik yörüngeden sapmasına neden olabileceği bildirilmekedir. Örneğin, sendikalı işçilerin ücrelerinin, am rekabe piyasası koşullarına yakın şarlarda çalışan sendikasız işçilere göre daha yüksek olduğu bilinmekedir (Turan, 2001 :3). Walrasyan sisemden ayrılışa verilebilecek önemli bir eorik örnek Ekin Ücre Modelidir [Efficiency Wage Model]. Bu eorik model, pek çok ülkede gözlemlenen cari ücrelerin sisemaik olarak neoklasik modelin işare eiği ücre seviyesinin üzerinde belirlenmesini açıklamak için kurgulanmışır. Az gelişmiş ülkeler için, neoklasik modele nispele daha yüksek ücre ödenmesindeki en önemli ekenin ödenen ücre ile çalışanların fiziki varlıklarının devam eirilmesi için gereken minimumlar arasında kurulan ilişkiden kaynaklanmakadır. 4 Emek arzı (saa gün, hafa vs.) ile reel ücre arasındaki ilişki gelir ve ikame ekilerinin nispi büyüklüğüne bağlıdır. Bu konu ile ilgili eorik model için bkz. Becker (1965).
5 Gelişmiş ülkeler açısından ekin-ücre gelişmeke olan ülkelere göre daha farklı nedenlerden ödenmekedir. Bu yönde gelişirilen pek çok model olmakla beraber, önemli olan modelleri şu şekilde sıralanabilir; kayarma modeli [shirking model], ekin konra modeli [efficien conrac], ve hiseri modeli [hyserisis]. Shapiro ve Sigliz (1984) çalışmasında denge ücre seviyesinin üzerinde ücre ödenmesindeki gerekçeyi isçilerin kayarmalarına engel olmak [shirking model] şeklinde modellemişlerdir. Azariadis (1975) birçok işin aslında kendine özgün bir öğrenilme süreci olduğunu ve bu sürecin genelde uzun sürmesi sebebi ile firmaların çalışanlarına işi öğreiken sonra gimelerine engel olmak için uzun dönemli konra yapırma ve dolayısı ile verimliliklerin üzerinde ücre ödediklerini gösermişir. Blanchard ve Summers (1986) [hyseresis] modelinde, Avrupa nın pek çok ülkesinde işsizlere yönelik yardımların cömerliği ve sosyolojik anlamda işsizliğin kabul edilebilir [uanılmayacak] bir olgu gibi düşünülmesinin yaygınlaşması ile insanların ücre denge düzeyinin belirlediği düşük ücrele çalışmakansa işsiz kalmayı ercih eikleri gözlemlenmişir. Son olarak bu çalışma ile de ilgili olan diğer bir model de Đskandinav ücre modelidir. Đskandinav modelinin cevaplandırmak isediği soru şu şekilde anımlanabilir: farklı karaker ve yapısal özelliklerde de olsalar, neden birçok sekörde ücreler benzer davranışlar (arma ya da azalma seyremekedir? Teorik olarak dış icaree yakın olan sekörlerdeki ücreler genelde yurdışında muadili işgücünün ücreleri ile paralel bir doğruluda hareke emekedirler. Ancak yapısal özellikleri iibari ile dış icaree yakın olmayan (örneğin hizme ve kamu hizmeleri) sekörlerdeki ücrelerin icaree yakın sekörlerdeki ücreler ile gözlemlenen yakın ilişkisi Đskandinav modelin başlangıç nokası olarak görülebilir. Đskandinav modele göre, kamu sekörü icaree yakın olmayan bir sekör olarak icaree yakın olan sekörlerdeki ücreleri akip eiği sonucuna varılabilir. Bu akip sezgisel olarak kıskançlık ekisi (envy-effec ) ve sendikaların ücre pazarlıklarında emsal göserme veya adil-ücre-iseği gibi bir akım aleplerinden dolayı olabilir. Örneğin Đsveç için dönemini kapsayan çalışmalarında Holmlund ve Ohlsson (1992) Granger nedensellik ve regresyon analizleri kullanmış ve kamu sekörü ücreleri ve belediye çalışanlarının ücrelerinin özel sekör ücrelerini akip eiğini bulmuşur. Benzer şekilde, Jacobson ve Ohlsson (1994), Andersson ve Isaksson (1997), Lindquis ve Vilhelmsson (2004) ve Friberg (2007) arafından Đsveç için ve Srom ve Johansen (2001) rafından Norveç için yapılan çalışmalarda özel sekör ücrelerinden belediye (ya da yerel yöneim) çalışanlarına ve/veya kamu çalışanlarının ücrelerine doğru bir geçiş isaisiki olarak anlamlı düzeylerde espi edilmişir.
6 TÜRKĐYE DE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRET VE ĐSTĐHDAM POLĐTĐKALARINA BAKIŞ Türkiye de 2005 yılı iibarı ile oplam nüfus 71,611 milyon, oplam isihdam 22,046 milyon ve işsiz kişi sayısı 2,520 milyondur (TUĐK, 2007). Konsolide büçeye dâhil kurum ve kuruluşlarda çalışan oplam işgücü milyon kişi olup bu rakam nispi anlamda oplam nüfus içerisinde her 1000 kişi için 32 kamu çalışanına ve her 1000 çalışandan 104 kişinin kamu seköründe isihdam edildiğini gösermekedir. Grafik 1 de döneminde kamu seköründe (genel büçeli kuruluşlarda) isihdam edilenlerin yıllar içerisindeki seyri göserilmekedir. Grafike, LA değişkeni (sol arafaki eksene göre çizilmişir) oplam nüfus çerçevesinde 1000 kişi başına düşen kamu çalışanını gösermekedir. Yine aynı Grafik e LB değişkeni (sağ arafaki eksene göre çizilmişir) ise Türkiye genelinde oplam isihdam edilen kişi sayısı çerçevesinde, 1000 isihdam edilen kişiden kaç adedinin kamu seköründe çalışığını gösermekedir. Bu dönemde Türkiye de yıllık oralama büyüme oranları sırası ile nüfus % 1,93 oplam isihdam % 1,28 ve kamu isihdamı % 3,47 olmuşur. Bu 31 yıllık süreçe en belirgin özellik kamusal isihdamın oplam isihdam içindeki payının (LB) arış rendi göserdiğidir de her bin kişilik nüfusa düşen kamu personeli sayısı yaklaşık 18 iken, bu sayı yılları arasında kısmen hızlı bir arış gösermiş ve 1979 yılında her bin kişilik nüfus başına düşen kamu personeli sayısı yaklaşık 25 olmuşur. Bu oran döneminde %24 28 bandında oldukça sabi bir seyir izlemişir. Grafik 1 de de izleneceği üzere, 1980 sonrası dönemde yıllık kamusal isihdam arışı LA eğrisi oldukça yaay bir seyir izlemişir.
7 Grafik-1: Döneminde Türkiye de Đsihdam * 34,00 30,00 LA LA=LG/N LB=(LG/LT) LB 95,00 85,00 26,00 22,00 18,00 75,00 65,00 14,00 55,00 10,00 45, YIL (*) Her 1000 kişi başına düşen kamu çalışanı sayısı (LA): Her 1000 isihdam edilen arasında kamu çalışan sayısı (LB): Kamuda çalışan sayısı (LG) : Nüfus (N) :Toplam isihdam (LT) Kaynak: TUIK(2007) Kamu seköründe isihdam edilenlerin oplam isihdama içindeki payında bu dönem içinde ciddi bir arış olduğu gözlemlenmekedir. Bu dönemde Türkiye ekonomisinin yıllık oralama isihdam yaraabilme kapasiesi %1,28 düzeylerindedir. Grafik-1 den de gözlemleneceği üzere, oplam isihdamdaki genişlemenin nüfus arış hızından yavaş olması ve kamusal isihdamın nüfus arış hızından daha fazla olması sebebi ile LB eğrisi ciddi bir arış rendi içerisinde olduğu gözlemlenmekedir. Türkiye de dönemine ai kamu sekörü işçi (WG), kamu kesimi memur (WM) ve özel sekör işçi (WP) oralama reel ücrelerine ai verileri Grafik-2 de sunulmuşur 5. Grafiken de gözlemleneceği gibi arası dönemde devle memurlarına ödenen ücreler özel ve kamu kesimi işçi ücrelerinin üzerinde iken, 1975 en iibaren reel ücrelerde azalma gözlemlenmiş ve bu azalma ye kadar devam emişir. Ücreler 1989 yılından iibaren oparlanmaya başlamışır. Bu oparlanma 1994 krizi ile ekrar bozulmuş ve döneminde görülen iyileşme 2001 krizi ile kısmen de olsa yavaşlamış ve o arihen iibaren yaay bir seyir izlemişir. Diğer bir önemli sonuç, memur reel ücrelerinin 1970 li yılların başlarında üm ücrelerin üzerinde iken 1970 li yılların sonlarından iibaren reel ücrelerdeki erozyon sonucu memur ücreleri üm ücrelerin gerisine düşmüşür. 5 Kullanılan verilerin hesaplanması ile ilgili olarak bkz. Grafik-2 deki kaynak kısmına.
8 döneminde her üç ücree (özellikle kamu işçiler için) çok ciddi arışlar gösermişir. Yine aynı dönem için Grafik-1 den de gözlemleneceği gibi LB değişkeni ciddi bir arış gösermişir. Bu arışların emelinde sendikaların o dönemde sahip olduğu güçen kaynaklandığını bildirilmekedir Harslag (1988:10) li yıllarda reel ücrelerde meydana gelen azalma diğer fakörlerin (sendikaların gücünün zayıflaması, askeri rejim vs.) yanı sıra nominal ücre ayarlamalarının sürekli olarak gerçekleşen enflasyonun gerisinde kalmasından kaynaklanmışır Celasun ve Rodrik (1989). Grafik-2: Reel Ücrelerdeki Gelişmeler: Dönemi WG WM WP Kaynak: TOBB (2002) ve TUĐK (2007) kiapçıklarından emin edilen nominal ücreler TEFE 1963=100 endeksi kullanılmak surei ile enflasyondan arındırılmışır. Bu seriler grafiklere yerleşirilmeden önce logarimaları alınmışır. MODEL VE VERĐ Bu çalışmada Granger nedensellik ve regresyon analizleri kullanılarak özel sekör ücrelerinden kamu sekörü ücrelerine doğru bir nedensellik ilişkisi ve bu ilişkiye ai esneklik ahmini araşırılacakır. Đlk isaisiki analiz olan Granger nedensellik analizi bize geçmiş dönemlerde (-1, -2 ) özel sekör ücrelerinde gözlemlenen arış ya da azalışların cari dönemde ( döneminde) kamu sekörü ücrelerindeki arış ya da azalışlarla bir nedensellik bağı olup olmadığını araşırılmasına yardımcı olacakır. Đkinci analiz olan regresyon analizinde ise bir sekörde dönemindeki ücre değişikliği bağımlı ya da açıklanan değişken olmak üzere verimlilik, işsizlik ve krizler gibi neoklasik ve yapısal değişkenlerin bu ücre değişkenini açıklama güçleri ölçülecekir.
9 Bu çalışmanın, cevaplandırmak isediği sorunun içselleşirilmesi için bu açıklayıcı değişkenlere ilave olarak Đskandinav modellerince de kullanılan kıskançlık (envy-effec) ya da adil-ücre iseği (fair-wage demand) değişkeni regresyon analizine dâhil edilmişir. Diğer bir deyişle, kamu sekörü ücreleri için yapılan regresyonda kıskançlık ya da adil-ücre-iseği değişkeni için ahmin edilen paramerelerin işarelerinin bekleniler ile uyumlu olması ve bu paramere ahminlerine ilişkin hesaplanan isaisiki anlamlık düzeyleri bize bu çalışmanın cevaplandırmak isediği sorusu açısından referans olacakır. Bu analizler ve bu analizlere ilişkin sonuçlar deaylı olarak akip eden bölümlerde anlaılacakır. Veri Tüm veriler yıllık olup yılları arasındaki dönemi kapsamakadır. Cari fiyalar ile TOBB (2002), TUĐK (2007) ve DPT (2007) kiapçıklarından elde edilen ücre ve GSYĐH değişkenlerine 1963=1.00 TEFE endeksi uygulanarak enflasyondan arındırılmışır. Kamu sekörü işçi, özel sekör işçi ve memur cari ücreleri TOBB(2002) ve DPT (2007) verilerinin uyumlaşırılması ile elde edilmişir. Verilerin ölçüm birimi ekilerinden arındırmak (scale effec), verilerin dağılımlarının normal dağılıma yaklaşmasını sağlamak ve regresyon analizlerinde ahmin edilen paramerelerin esneklik olarak okunabilmesini sağlamak amacı ile üm seriler reel hale dönüşürüldüken sonra logarimaları alınmışır. Tablo 1: Kullanılan Değişkenler ve Tanımları (*) Değişken Kaynak/Tanım WM: memur, WG: kamu işçi, WP:özel sekör işçi I, II, III ücreleri. Y :GSYĐH IV VA: işçi başına düşen oralama kama değer. VA=Y/EMP UN : işsizlik oran ** ZG: Kamu işçisi için adil-ücre-iseği değişkeni. ZP: Özel S. işçisi için adil-ücre-iseği değişkeni. ZM: Memur için adil-ücre-iseği değişkeni. N: Toplam Nüfus EMP: Toplam Đsihdam CR: Krizler EL: Seçimler END: Topan Eşya Fiya Endeksi ZG=WG-WP ZP=WP-WG ZM=WM-WP I, II, III. *** IV
10 * Tüm ücreler aylık ne ele geçen yıllık oralama ücrelerdir. ** UN= isihdamdaki büyüme oranının, nüfusaki büyüme oranına bölümü: *** Kukla değişkenler. Eğer Kriz ya da seçim döneminde oldu ise 1, olmadı ise 0. TOBB(2002) (I), DPT(2007) (II), TUIK(2007) (III), TCMB EVDS (IV), Ücre değişkenleri sırası ile, kamu sekörü memur ücrei (WM ), kamu sekörü işçi ücrei (WG ) ve özel sekör işçi ücrei (WP ) değişkenleridir. Oralama kama değer (VA ) ya da çalışan başına kama değeri hesaplamak için, reel hale dönüşürülmüş ve logariması alınmış GSYĐH değişkeni, logariması alınmış oplam isihdam değişkenine bölünmüşür. Đşsizlik ile ilgili sağlıklı veriler ancak 1980 li yıllardan iibaren mevcuur. Đsihdam ve nüfus verileri kullanılarak işsizlik verisinin yerine yakınsal [proxy] bir değişken isihdamdaki arış hızının, nüfus arış hızına bölünmesi ile elde edilmişir. Türkiye de ve dünyada döneminde yaşanan siyasi, askeri ve ekonomik krizleri (12 Eylül 1980, 1994 ve 2001 ekonomik krizleri ve 1999 Ağusos ve Kasım depremleri) ve bu yıllarda yapılan genel ve yerel seçimleri konrol emek için sırası ile CR ve EL kukla değişkenleri kullanılmışır. Đskandinav modelinden harekele, üç ade (ZG, ZP ve ZM) kıskançlık ya da adil-ücre-iseği değişkeni anımlanmışır. Diğer bir deyişle, adil-ücre iseği değişkeni en basi şekilde kamu kesiminde çalışanlar ile özel sekörde çalışanların karşılıklı olarak diğer kesimlerde çalışanların ücreleri ile kendilerinkini karşılaşıracakları varsayımından harekele üreilmişir. Her bir ücre için olmak üzere üç ade adil-ücre-iseği değişkeninin nasıl hesaplandığı Tablo-1 de göserilmişir. Bu değişkenleri karmaşık cebirsel yönem ile hesaplamak yerine mümkün olduğunca en basi şekilde ifade edilmişir. 6 Bu değişkenler Tablo-1 de gözlemleneceği gibi, kamu sekörü işçilerinin dönemindeki adil-ücre-iseği o dönemde kendi ücreleri ile özel sekör işçi ücreleri arasındaki fark şeklinde anımlanmışır. Geçmiş dönemlerde özel sekör ücreleri kamu sekörü ücrelerinden daha hızlı arması durumunda, döneminde sezgisel olarak kamu işçileri (veya sendika yekilileri) bunu bir refah kaybı olarak görecek ve bu farkı alep edeceklerdir. 7 Durağanlık Sınaması Đlk olarak üm seriler seviye ve fark durumları için birim kök esine abi uulmuşur. Serilerin durağan olup-olmadıklarını ya da serilerin birim kök içerip içermediğini sınamak için Gelişirilmiş Dickey Fuller (ADF) esleri 6 Daha karmaşık yönemler kullanarak hesaplanan adil-ücre-iseği değişkenlerinin sonuçları bu çalışma sonuçlarından farklı olmadığı için en basi yönem kullanılmışır. 7 ZP ve ZM de benzer şekilde kurgulanmışır.
11 (sabisiz, sabili ve sabili-rendli) kullanılmışır. Bu eslerde gecikme değeri için AIC krieri kullanılmışır. ADF es sonuçları Tablo-2 de sunulmuşur. Tablodan da anlaşılacağı üzere, işsizlik dışındaki üm veriler seviye düzeyinde durağan değildirler. Bu verilerin birinci dereceden farkları alınması durumunda %1 düzeyinde durağan hale gelmişlerdir 8. Tablo-2: ADF Birim Kök Tes Sonuçları A) Seviye B) Fark I II III I II III WM (c) (a) (a) (a) WG (a) (b) (a) (a) WP (a) (a) (a) Y 4,88-1,35-2,59-2,54 (a) -6,83 (a) -6,91 (a) VA 2,39-1,26-3,10-6,84 (a) -7,83 (a) -7,78 (a) ZP & ZG 9-0,29-2,63-3,46-9,92 (a) -9,81 (a) -9,72 (a) ZM -1,53-1,01-2,90-7,97 (a) -8,49 (a) -8,42 (a) UN -5,59 (a) -7,53 (a) -7,47 (a) -6,27 (a) -6,17 (a) -6,08 (a) I: SABĐTSĐZ VE TRENDSĐZ MODEL, II: SABĐT TERĐMLĐ MODEL, III: SABĐTLĐ VE TRENDLĐ MODEL. ADF esin için MacKinnon kriik -değerleri %1(a ) ve % 5 (b) ve %10 (c) luk değerler sırası I) Sabisiz ve Trendsiz Model için : -1.94: -1,61; II) Sabi Terimli Model için : -2.94: -2,60; III) Sabili ve Trendli Model için: -4.19: -3.52: -3,19. Nedensellik Analizi Lieraürde iki değişken arasında nedensellik ilişkisini araşıran önemli bir analiz Granger nedensellik analizidir. Çalışmada kullanılan her bir değişkenin diğer üm değişkenler ile olan nedensellik ilişkisini oraya koymak için denklem 1 ve 2 yi kapsayan bir seri regresyon ahmin edilmiş ve bu regresyonlarda ahmin edilen paramerelerin isaisiki anlamlılıklarına bakılarak nedensellik ilişkisi oraya konulmuşur. n m = + aiy i + i= 1 i= 1 Y φ b G + u... (1) i i 8 Đşsizlik dışındaki üme veriler I(1) oldukları için, vekör haa düzelme modeli [Vecor Error Correcion: VEC] ilk anda düşünülmüşür. Yapılan Eş-büünleşme [co-inegraion] sınamaları bazı değişkenleri için başarısız bulunmuşur. 9 ZP değişkeni ZG nin ersi olduğu için abloya eklenmemişir.
12 n m = + cig i + i= 1 i= 1 G ϕ d Y + u... (2) i i Denklem 1 e göre, eğer G değişkeninin geçmişinde meydana gelen değişmeler Y değişkenine ekide bulunmuş ise b i paramere ahminlerinin (en azından bir anesinin) sıfırdan farklı olacakır. Hipoezsel olarak 1 numaralı denklemin Granger nedensellik analizinde kullanılan sandar sıfır [null] hipoezi: H 0 :G Y(ya da b 1 = b 2 =0). Yani sıfır hipoezi G deki değişmelerin Y deki değişmeye neden olmadığını söylemekedir. Bu hipoez için hesaplanan F değeri araşırmacının belirlediği kriik F değerlerinden büyük ise sıfır hipoezi re edilir. Đkinci olarak, 2 numaralı denklem için sıfır hipoezi: H 0 :Y G (ya da d 1 = d 2 =0). şeklinde olacakır. Bu sıfır hipoezi ise Y deki değişmeler G deki değişmelere neden değildir şeklinde okunur. Tahmin edilen paramere değerleri çerçevesinde hesaplanan F değeri, kriik F değerinden yüksek ise sıfır hipoezi re edilir. Nedensellik analizi sonuçları Tablo-3 de sunulmuşur. Tablo 3 de ilk üç hipoez sei (A, B ve C) çalışmamızın birincil olarak araşırdığı soru ile ilgili olup ücrelerdeki değişmelerin birbirleri ile olan nedensellik bağlanılarını incelemekedir. Tablo 3 de A.1. ve A.2. hipoezleri sırasıyla: A.1) özel sekör işçi ücrelerinde meydana gelen değişmeler kamu sekörü işçi ücrelerindeki değişmeye neden değildir ve :A.2) kamu sekörü işçi ücrelerinde meydana gelen değişmeler özel sekör işçi ücrelerindeki değişmeye neden değildir şeklinde okunabilir. Hesaplanan olasılık ve F isaisiği değerleri sonucunda özel sekör ücrelerinden kamu sekör işçi ücrelerine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisinin varlığı espi edilmişir. B.1. ve B.2. hipoezleri özel sekör işçi ve kamu sekörü memur ücreleri arasındaki nedensellik ilişkisini sorgulamakadır. B.1. ve B2 hipoezlerine ilişkin olarak hesaplanan es isaisikleri sonuçları (A seindeki hipoez sonuçları kadar güçlü olmasa dahi) özel sekör işçi ücrelerinden memur ücrelerine doğru bir nedensellik olduğu yönündedir. Bu bağlamda son hipoez olan memur ücreleri ile kamu sekörü işçi ücreleri arasındaki nedensellik C.1 ve C.2. hipoezi ile kurgulanmışır. C.1. hipoezi için hesaplanan es isaisikleri ve ilgili olasılık değerlerine göre, kamu işçi ücrelerinden memur ücrelerine doğru bir nedensellik reddedilmişir. Bu konuda önemli bir son noka, memur ücrelerindeki değişimin çok yüksek bir isaisiki anlamlılık düzeyinde kamu işçi ücrelerindeki değişimlerin nedenseli olmasıdır (hipoez C.2.). Ücreler ile işsizlik oranı arasındaki nedensellik ilişkisi D, E ve F hipoez seleri ve ücreler ile verimlilik arasındaki nedensellik ilişkisi G, H ve I hipoez seleri arafından incelenmişir. Bu sonuçlar nedensellik analizi açısından ikinci dereceden önem arz emekle beraber bu sonuçlar kısaca şu
13 şekilde yorumlanabilir. Özel sekör işçi ücreleri ile işsizlik arasında karşılıklı nedensellik zayıf a olsa espi edilmişir. Đşsizlik oranından özel sekör ücrelerine doğru bir nedenselliğin yok olduğu yönünde kurgulanan D.2. hipoezi yaklaşık %9 gibi bir olasılık düzeyinde re edilmişir. Özel sekör işçi ücrelerinden işsizliği doğru bir nedensellik olmadığını beliren karşı hipoez (D.1) ise %16 gibi bir olasılık düzeyinde reddedilmişir. Bu olasılık düzeylerinin birbirlerine oldukça yakın olması bize bu iki değişken arasında zayıf da olsa karşılıklı nedensellik ilişkisi olduğunu avsiye emekedir. Son olarak verimlilik için ele alınan çalışan başına oralama kama değer değişkeni (VA) ile ücreler arasında bir nedensellik ilişkisinin kurulamamış olmasıdır. Bu sonuç ilk bakışa kısmen de olsa bize neoklasik ücre eorisinin Türkiye ile am uyuşmadığı sonucuna göürebilir. Çalışmanın yapıldığı dönemde sık-sık yaşanan yüksek ve aşırı oynak enflasyon ve büyümede meydana gelen dalgalanmalardan dolayı ücreler ile verimlilik arasındaki bağlanı kopmuş olabilir. Tablo-3: Granger Nedensellik Analizi H0 (1) : F (2) P (3) H0 (4) : F (1) P (2) A.1 WP WG (2) 12,1 0,00 A2. WG WP 0,95 0,39 B.1 WP WM (2) 3,28 0,04 B.2 WM WP 1,95 0,15 C.1 WG WM (2) 0,32 0,72 C.2 WM WG 7,84 0,01 D.1 WP UN (1) 1,84 0,16 D.2 UN WP 2,42 0,09 E.1 WG UN (1) 0,35 0,70 E.2 UN WG 0,15 0,86 F.1 WM UN (1) 0,21 0,81 F.2 UN WM 1,08 0,35 G.1 WP VA (1) 0,14 0,86 G.2 VA WP 0,11 0,88 H.1 WG VA (1) 0,70 0,49 H.2 VA WG 0,96 0,39 I.1 WM VA (1) 1,34 0,27 I.2 VA WM 1,14 0,32 (a) %1, (b) %5, (c) %10 ve (d) %20 anlamlılık düzeylerini gösermekedir. (b) Nedensellik analizinde gecikme sayısı regresyon analizinde kullanılan gecikme sayıları dikkae alınarak belirlenmişir. Regresyon Analizi Veriler seviye düzeyinde durağan olmamasından (işsizlik değişkeni hariç) dolayı, regresyon analizinde 1. dereceden farkı alınmış seriler kullanılmışır. Serinin farkı alınmış ise değişkenin önüne işarei eklenmişir. Đlk olarak her bir ücre düzeyinde meydana gelen değişmeleri açıklamak için 3 ayrı
14 regresyon (REG-1, REG-2, ve REG-2) yapılmışır. 10 Bu bağlamda bağımlı değişkenler: REG-1 için, memur ücrelerindeki dönemindeki ne değişme ( WM ): REG-2 için, kamu işçi ücrelerindeki dönemindeki ne değişme ( WG ) ve : REG-3 için, özel sekör ücrelerindeki dönemindeki ne değişme ( WP ) şeklindedir. Açıklayıcı ya da bağımsız değişkenler REG-1, REG-2 ve REG-3 için sırası ile: -1 döneminde ücrelerdeki değişme WM -1, WG -1 ve WP -1-1 döneminde yaraılan oralama kama değerdeki değişme VA -1 dönemine ai işsizlik oranı ( UN ) -1 ve -2 dönemine ai adil-ücre-iseği ya da kıskançlık ekisi : ( ZM -1, ( ZM -2 ); ( ZG -1, ( ZG -2 ) ; ( ZP -1, ( ZP -2 Kukla değişkenler: krizler (CR) ve seçimler (EL). Bu bağlamda, kamu işçi ücreleri için regresyon modeli, denklem 3 arafından göserilmekedir. WG + β ZG 4 = β + β WG β ZG β VA 2 + β CR β UN + β EL + e (3) EKK kareler yöneminde, haa eriminin dağılımın normal ve bu haa erimimi için beklenen değerin sıfıra ve varyansının sabi olduğu varsayılmakadır e N(0,σ 2 ). Zaman serileri kullanılarak uygulanan EKK yöneminde dikkali olunması gerekmekedir. EKK modelinin uygulanması ile elde edilen haa erimi serisi eğer oo-korelasyon içeriyor ise (yani haa eriminin ve -1 dönemleri için hesaplanan kovaryans 0 a eşi değil ise: COV(e,e -i )=0, regresyondan elde edilen paramere ahminleri haalı olacakır. EKK yöneminin uygulanması ile elde edilen paramere ahminleri ve diğer isaisikler, Tablo 4 de sunulmuşur. EKK yöneminin sağlıklı olarak uygulanması için gerekli olan varsayımlara ilişkin bir seri es de yapılmışır. Bu esler: 1) oo-korelasyon problemi için Durbin Wason (DW) esi, 2) bir değişkene ai gecikme değerlerinin regresyona alınması durumunda ookorelasyonu espi eden Breusch-Godfrey Serisel Korelâsyon ya da ookorelasyon (BG-LM) esi ile ve 3) sabi varyans varsayımın konrol edildiği Heeroskedasiciy ARCH esidir. 10 Kamu işçileri için yapılan regresyon sonucunda elde edilen haa erimi varsayımlar ile bağdaşmadığı espi edilmişir. Bu yüzden kamu işçi ücreleri için bu haayı elimine edecek şekilde yeniden ahmin edilmişir.
15 Kamu sekörü ücreleri için uygulanan regresyon (REG-2) sonucunda elde edilen BG-LM esine ai olasılık değerinin %10 anlamlılık değerinin alında kalması bu regresyon için hesaplanan haa eriminde ookorelasyon problemi olduğunu avsiye emekedir. 11 Bu problemi oradan kaldırmak için lieraürde Cochrane-Orcu, Hildreh-Lu ve Haanaka gibi yönemler kullanılmakadır. Bu yönemlerin emelinde birkaç adımlı işlemden oluşmaka ve her bir adımda kullanılan serilere dönüşüm uygulanmakadır. Bu dönüşüm işlemi serilerin EKK yönemine uygun (ya da varsayımları ile uyumlu) bir hale geirilmesi ile son bulmaka ve bu dönüşürülmüş seriler kullanılarak EKK yönemi uygulanmakadır. Davidson ve MacKinnon (1993: ) ve Grene (1997: ) ye göre bu yönemler bağımlı değişkenin gecikmeli değerinin açıklayıcı değer olarak kullanıldığı ya da regresyonda 1 den çok gecikmeli dönemin kullanıldığı durumlarda geçersiz olacakır (Eview, 2007: 72). Yukarıda 3 numaralı denklemi genel olarak yazıp üm bağımsız değişkenlere X ve üm β i leri π olarak anımlanır isek, 3 numaralı denklemi 4 numaralı denklem şekline dönüşürürüz 12 : W = π (4) [ ][ X ] e Eğer haa eriminde AR(1) ipi bir ookoroelasyon problemi mevcu ise ( e = ρ e 1 + v ); 4 numaralı denklemi biraz işlem yaparak denklem 5 şekline dönüşürebiliriz. W = ρw + ( X ρx ) π + v... (5) 1 1 Denklem 5, E-Views programı arafından Marqaurd doğrusal olmayan en küçük kareler yönemini kullanarak ρ ve β i leri eşzamanlı olarak çözmekedir. Tablo-4 de REG-4, işe bu ransformasyonun yapılması ile elde edilmiş EKK modelini ve bu regresyona ilave edilmiş AR(1) değişkeni ise denklem 5 deki ρ parameresinin ahminini gösermekedir. Tablo 4 den de gözlemleneceği üzere, dör ade regresyon uygulanmışır. Yukarıda da değinildiği üzere, kamu işçileri ile ilgili denklemde (REG-2) düşük BG-LM esi değeri sebebi ile aynı değişken için (REG-4) regresyonu 11 EKK yöneminde, bağımlı değişkenin gecikmeli değeri veya bir bağımsız değişkene ai birden çok gecikmeli değeri regresyon analizinde bulunuyor ise haa erimlerinde ookoeralsyonu espi emek DW esi ile değil BG-LM esi (ve diğer benzeri esler) ile espi edilmekedir. 12 X = x WL, VA, UN, ZL, ZL, CR, EL, ) ve π = π β, β,.., ) ( ( 0 1 β7
16 yapılmışır. Bunun dışında üm regresyonlar için EKK yöneminin varsayımları ile uyumsuzluk espi edilememişir. Devle memurlarına ai ücre regresyonuna ( WM ) ilişkin sonuçlar (REG-1) süununda sunulmuşur. Bu sonuçlar çerçevesinde, memur ücrelerinin zamanındaki değerini, bir önceki dönemdeki memur ücrelerinden, özel sekör işçi ücreleri ile memur ücreleri arasındaki 1 gecikmeli farklılaşmadan ve ekonomik krizlerden ekilendiği gözlemlenmişir. Genel olarak bu modelde ahmin edilen paramere değerlerine ai işareler ekonomik eori ile uyumlu olduğu gözlemlenmişir. Çalışmanın cevaplandırmak isediği soru düşünüldüğünde, kamu çalışanları için yapılan paramere ahminlerinden adil-ücre-iseği ya da kıskançlık ekisi değişkenine (ZA) ai ahmin ve bu ahminin isaisikî anlamlılık düzeyi önem kazanmakadır. Özel sekör ücreleri için yapılan regresyonda bu ücre için kurgulanan adil-ücre-iseği ya da kıskançlık-ekisi değişkenin (ZA ya da ZP) isaisikî olarak anlamlı bulunmamışır. Diğer bir deyişle, bu çalışmanın elde eiği önemli bir sonuç, özel sekör ücrelerinden kamu sekörü ücrelerine doğru bir geçiş ya da yayılma spill-over Türkiye için re edilememişir. Özel sekör işçi ücreleri ile ilgili regresyon analizinde (REG-3) paramere ahminlerine ilişkin işareler ekonomik eori ile uyumludur. Memur ve kamu işçi ücre regresyonları ile karşılaşırıldığında, adil-ücre-iseği ya da kıskançlık-ekisi değişkeninin özel sekör ücrelerinin belirlenmesinde ekili olmadığı sonucuna varılmışır. Özel sekör ücrelerinin, işsizlik ve kriz değişkenlerinden oldukça yüksek anlamlılık düzeylerinde ekilendiği gözlemlenmişir. Memur ve özel sekör çalışanlarının ücreleri kriz dönemlerinde ciddi şekilde azalma göserirken, kamu işçilerinin bu krizlerden ekilenmedikleri (isaisiki olarak) sonucuna varılmışır. Türk özel sekörünün kriz dönemlerini nispi olarak kolay alamasında iş-gücü piyasalarının esnek ücre yapısı ile ilişkili olduğunu düşündürmekedir. Bunun aksine, adil-ücre-iseği değişkeni (ZA) kamu sekörü çalışanlarının ücrelerindeki değişmeyi açıklamaka isaisiki olarak anlamlı olduğu sonucuna varılmışır 13. Kamu sekörü işçi ücreleri için yapılan iki farklı regresyon (REG-2 ve REG-4) analizlerinde elde edilen paramere ahminlerine ilişkin işareler ve bu ahminlere ilişkin hesaplanan isaisiki anlamlılık düzeyleri birbirlerine oldukça yakındırlar. REG-4 referans alınır ise, dönemindeki kamu işçi ücrelerinin, bir önceki dönemdeki ücrelere, işsizliğe oranına, ve -1 ve -2 döneminde özel sekör işçileri ile aralarındaki ücre farklılaşması değişkenlerine bağlı olduğu sonucuna varılmışır. Diğer 13 Tablo 4 de adil ücre değişkeni ZA şeklinde ifade edilmişir.
17 bir deyişle, -2 ve -1 dönemlerinde kamu ve özel sekör ücreleri arasında bir farklılaşma var ise, bu farklılaşmanın dönemindeki ücrelere yansıılmasını isedikleri sonucuna varılmışır. Diğer bir deyişle, adil-ücre-iseği değişkeni kamu sekörü çalışanlarının ücrelerindeki değişmeyi açıklamaka isaisiki olarak anlamlı olduğu sonucuna varılmışır. Türkiye de memur ücrelerindeki değişmeleri açıklamak için yapılan regresyonda (REG-1), krizlerin ve -1 dönemi için adil-ücre-iseği değişkenlerinin isaisiki olarak anlamlı oldukları bulunmuşur. Bu regresyonda, diğer üm açıklayıcı değişkenler nispeen başarısız oldukları sonucuna varılmışır. Tablo-4:Regresyon Analizi Sonuçları REG-1: WM REG-2: WG REG-3: WP REG-4: WG βˆ i βˆ i βˆ i βˆ i β 0 0,01 0,12-0,01-0,08 0,01 0,51-0,01-0,05 W -1 0,32 (c) 1,93 0,44 (a) 2,87 0,47 (b) 2,38 0,58 (a) 4,24 VA -1-0,19-0,20 0,91 0,81 1,04 0,72 1,06 0,98 UN -0,01-0,79-0,01 (b) -2,02-0,02 (b) -2,31-0,01 (c) -1,69 ZA -1-0,31 (b) -2,39-0,68 (a) -4,92-0,23-1,01-0,59 (a) -4,32 ZA -2 0,02 0,10-0,19-1,37 0,01 0,14-0,26 (c) -1,83 EL 0,03 1,26 0,02 0,91 0,01 0,30 0,01 0,42 CR -0,08 (b) -2,40-0,01-0,12-0,04 (b) -2,91-0,01-0,24 AR(1) -0,43 (c) -2,17 R 2 0,33 0,49 0,31 0,53 ad-r 2 0,19 0,39 0,16 0,41 DW 1,88 2,31 2,02 1,94 HETE 0,39 0,86 0,92 0,49 BGL 0,83 0,08 0,96 0,23 NOT ZA ZM ZA ZG ZA ZP ZA ZG 1. (a), (b) ve (c) sırası ile %1, %5 ve %10 luk isaisiki anlamlılık düzeylerini vermekedir. 2. HETE: Heeroskedasiciy ARCH esi olasılık değerleri: (h)>0,05 sabi varyans varsayımı ihlal edilmişir. 3. BGL: Breusch-Godfrey Serisel Korelâsyon Tesi Sonuçları : (h)>0,05. Regresyon ahmininde elde edilen haa erimi serisinde oo-korelasyon problemi. Eğer kamu seköründe verimlilik arışları özel sekörün gerisinde kalıyor ise ve bu çalışmada göserildiği üzere kamu sekörü çalışanlarının ücrelerinin özel sekör çalışan ücreleri ile benzer şekilde arış göseriyor ise nispi
18 anlamda kamu sekörünün maliyeleri arış rendi göserecekir. Özel ve kamu sekörlerinde verimlilik farklılaşması var mıdır? Bu araşırma sorusu ilerde yapılacak bir proje olarak bir kenara konulmuşur. Bu çalışmanın oraya koyduğu sonuç kamu sekörü çalışanlarının ücrelerinin belirlenmesinde özel sekör ücreleri ciddi bir referans iken bunun ersi bir nedensellik bu çalışmada espi edilememişir. Diğer bir deyişle, Baumel- Bowen maliye hasalığı ana hipoezinin bileşenlerinden birisi olan kamu ücrelerinin özel sekör ücrelerinden ekilenmesi bölümü Türkiye için geçerli olduğu sonucuna varılmışır. SONUÇ Baumel ve Bowen (1966) çalışmasında hizme emelli sekörlerde verimlilik arışlarının diğer sekörlerin gerisinde kalmasına rağmen bu sekörde çalışanların ücrelerinin (ve dolaysısı ile bu sekördeki fiyaların) en az diğer sekörler kadar arış gösermesinin nedenlerini araşırmışlardır. Bu çalışmada bu yazarların oraya koyduğu durum Baumel-Bowen maliye hasalığı olarak lieraürde yer edinmişir. Bu referans çalışması kamu ekonomisi ile ilgilenen araşırmacıların dikkaini çekmiş ve kamu harcamalarındaki reel arışların Wagner yasası gibi sadece alep yönlü değil aynı zamanda arz yönlü (maliye yönlü) olabileceğine dikka çekmişlerdir. Bu referans çalışmasının oraya koyduğu ve kamu hizmeleri açısından sınanabilir iki önemli sonucu vardır. Bunlardan ilki kamu hizme seköründeki verimlilik arışları genel olarak diğer sekörlerden (özellikle de özel sekörden) nispeen daha az mıdır? Đkinci olarak, kamu hizmeleri ve diğer sekör üreim fonksiyonlarında önemli bir maliye unsuru olan emek maliyeleri ve dolayısı ile ücreler birbirlerine paralel bir seyir mi izlemekedir. Genel anlamda, uygulama nieliğindeki çalışmalarda, ücrelerin belirleyen yapısal fakörlerin (örneğin verimlilik, işsizlik ve krizler gibi) ekileri incelenmekedir. Baumol-Bowen ekisine ai yukarıda belirilen ikinci sonucunun sınanması bir yapısal ücre modeline kamu-özel sekör ücre farklılığı değişkeninin büünleşirilmesi ile sınanabilinir. Đşe bu çalışma da kamu sekörü işçi ve memur ücreleri ile özel sekör işçi ücreleri arasındaki farkın bu bağlamda isaisikî olarak anlamlı olup olmadığı araşırılmışır.türkiye için dönemi arasında kamu sekörü işçi ve memur ücrelerinin özel sekör ücrelerinden ekilendiği Granger nedensellik esi ve regresyon analizleri ile oraya konmuşur. Özel sekör ücrelerindeki değişmeler işsizlik, verimlilik arışları ve krizler gibi yapısal değişkenler arafından açıklanır iken kamu sekörü ücreleri ile özel sekör ücreleri arasındaki farklılaşma değişkeni isaisiki olarak anlamlı bulunmamışır. Kamu sekörü işçi ve memur ücreleri için ise ücre farklılaşmasının
19 ücrelerin belirlenmesinde (özellikle kamu işçileri için) önemli bir değişken olduğu sonucuna varılmışır.
20 KAYNAKÇA Azariadis, C. (1975). Implici Conracs and Underemploymen Equilibria, 83.Journal of Poliical Economy, Baumol, W.J. ve Bowen W. G. (1966). Performing Ars: The Economic Dilemma, New York: The Twenieh Cenury Fund. Baumol, W. J. (1967). The Macroeconomics of Unbalanced Growh: The Anaomy of Urban Crisis. American Economic Review, 57(3) : Becker, S. G. (1964). Human Capial : A Theroreical and Emprical Analysis wih Special Reference o Educaion, New York, Naional Bureau of Economic Research Becker, S. G. (1965). A Theory of Allocaion of Time, Economic Journal, 75, Sepember: Blanchard, O. and L. Summers (1986), Hyseresis and he European Unemploymen Problem, NBER Macroeconomic Annual, 1, Celasun, M, ve Rodrik, D. (1989). Deb, Adjusmen and Growh: Turkey, Developing Counries Deb, ed.: J. Sachs, Chicago: Universiy of Chicago Press and NBER. Davidson, R. ve Mackinnon, J. G. (1993). Esimaion and Inference in Economerics. Oxford Universiy Press. DPT (2007). Ekonomik ve Sosyal Gösergeler ( ). hp://ekuup.dp.gov.r/ekonomi/goserge/r/esg.asp Eview, (2007). Eviews Help Book, 6.1 Version. Ferris, J. S. ve Wes, E. G. (1999), Cos Disease verses Leviahan Explanaions of Rising Governmen Coss: An Empirical Invesigaion. Public Choice, 98(3-4) : Frieberg, K. (2007), Inersecoral wage linkages: he case of Sweden, Empirical Economics, 32:
21 Gare, A.T., ve Rhine, R. (2006). On he Size and Growh of Governmen, Federal Res. Bank of S. Louis Review: Grene, W.H. (1997). Economeric Analysis, Prenice Hall, Third Ediion, New Jersey. Hershlag, Z. Y. (1988). The Conemporary Turkish Economy, London and New York: Rouledge. Henrekson, M. ve Lybeck, J. A. (1988). Ediors Inroducion and Summary içinde Explaining he growh of Governmen, ed.s Johan A. Lybeck and Magnus Henrekson.Elsevier Science. Amserdam, The Neherlands. Holmlund B ve Ohlsson H. (1992) Wage linkages beween privae and public secors in Sweden. Labour, 6:3 17. Hyclak, T., Johnes, G., ve Thornon, R.J. (2005). Fundemenals of Labor Economics, Boson: Houghon Mifflin Co., Jacobson T. ve Ohlsson H. (1994) Long-run relaions beween privae and public secor wages in Sweden. Empirical Economics 19: Johansen, K. ve Srom, B. (2001). Wages and Poliics: Evidence from he Norwegian Public Secor, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 63, 3: Lindquis M.J. ve Vilhelmsson R. (2004) Is he Swedish cenral governmen a wage leader? Working Paper Series, Swedish Insiue for Social Research, Sockholm Universiy Neck, R. ve Gezner. M. (2007). Ausrian Governmen Expendiure: Wagner s Law or Baumol s Cos Disease? Inernaional Business and Economics Research Journal, 11: Shapiro C., ve Sigliz, J. E. (1984). Equilibrium Unemploymen as a Worker Discipline Device, American Economic Review: TOBB (2002). Cumhuriye Döneminin Ekonomik Büyüklükleri ( ). Turan, G. (2001). Sendikaların Ücreler ve Đsihdam Üzerine Ekileri, CMĐS Dergisi, Sayi 1 Cil 15.
22 TUIK (2007). Đsaisiki Gösergeler, ISSN: Yayın No: 3114.
Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıTÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA
TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Üniversiesi H. Kürşad ASLAN Ken Sae Üniversiesi Öze İskandinav ücre modelinden hareke
DetaylıTürkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu
Hayvansal Üreim 53(): 3-39, 01 Araşırma Türkiye de Kırmızı E Üreiminin Box-Jenkins Yönemiyle Modellenmesi ve Üreim Projeksiyonu Şenol Çelik Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni Anabilim Dalı
Detaylı24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıWhite ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini
Ekonomeri ve İsaisik Sayı:4 006-1-8 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ Whie ın Heeroskedisie Tuarlı Kovaryans Marisi Tahmini Yoluyla Heeroskedasie Alında Model Tahmini
DetaylıBirim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıBirim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 02, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıTÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ
ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi
DetaylıKONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ
KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik
DetaylıTurizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sektörü İçin Ekonometrik Bir Analiz
Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sekörü İçin Ekonomerik Bir Analiz Kuruluş BOZKURT Yrd. Doç. Dr., Adnan Menderes Üniversiesi Söke İşleme Fakülesi, Bankacılık ve Finans Bölümü kuriboz_48@homail.com
DetaylıBİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI
BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN
DetaylıİŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *
İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.
DetaylıRasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1
Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:17 Sayı:1 Haziran 2013 ss.17-35 Rasyonel Bekleniler Hipoezinin Tesi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Tes of he Raional Expecaions Hypohesis: Inflaion, Ineres Rae and Exchange
DetaylıTürkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*
DetaylıÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.
DetaylıÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ
45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı
DetaylıAnkara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012
Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi
DetaylıBANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ
BANKA KREDİ PORTFÖLERİNİN ÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAANAN ALTERNATİF BİR ÖNTEM ÖNERİSİ K. Bau TUNA * ÖZ Ödememe riski banka kredilerini ve bankaların kredi porföylerini ekiler.
DetaylıDolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler
Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r
DetaylıİŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH
Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa
DetaylıBox-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği
DetaylıTÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ
Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,
DetaylıYaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 10 Sayı: 4 Ekim 2010 ss. 1139-1153 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tesing he Effec of he Dayligh Saving Time
DetaylıEnflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının
DetaylıRASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1
RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya
DetaylıEurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi ISSN:
Eurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araşırmaları Dergisi ISSN:2148-9963 www.asead.com Dr. Merer MERT Gazi Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü merermer@gazi.edu.r
DetaylıAzerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi
SESSION 3B: Ora Asya Ekonomileri 07 Azerbaycan, Kazakisan, Kırgızisan ve Türkiyede İkisadi Özgürlük ve İsihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi Prof. Dr. Ekrem Erdem (Erciyes Universiy, Turkey) Ass. Prof.
DetaylıTüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)
June 7-9, 2009, Eskişehir, Turkey. Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004:0-2009:0) Yusuf Volkan Topuz * İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İşleme Bölümü,
DetaylıC.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve
DetaylıFinansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği
Volume 2. Number 1. 2011 pp. 121-142 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği Burcu Ozcan a Ayse Ari b Öze: Finansal
DetaylıYAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI
YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR
DetaylıHİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ
The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss2963 Number: 37, p. 399-408, Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma
DetaylıSabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz
Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Mura ÇETİN Doç. Dr., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü mura.cein@bozok.edu.r Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz
DetaylıTHE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract
Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY
Detaylısbd.anadolu.edu.tr 73 Anadolu University Journal of Social Sciences Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi
Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Türkiye de Kamu Yaırımlarının Özel Sekör Yaırımları Üzerindeki Ekisi: 1970-2009 The Effec of Public Invesmens on
DetaylıPARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ
Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXIII, SAYI 2 PARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ Öze Araş. Gör. Burak Güriş * Araş. Gör. Burcu Kıran * Çalışmada para arzının çıkı üzerindeki ekileri
DetaylıMevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa
Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik
DetaylıNET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)
NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin
DetaylıTÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ
Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru
DetaylıSatın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi
259-284 Saın Alma Gücü Pariesinin Azerbaycan, Kazakisan ve Kırgızisan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbüünleşme Analizi Turhan Korkmaz Emrah İsmail Çevik ** Nüke Kırcı Çevik *** Öz Bu çalışmada Azerbaycan,
DetaylıTürkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI
Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI TCMB Faiz Kararlarının Piyasa Faizleri Ve Hisse Senedi Piyasaları Üzerine Ekisi Mura Duran Refe Gürkaynak Pınar Özlü Deren
DetaylıSORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI
Ekonomeri 8 Ocak, 0 Gazi Üniversiesi İkisa Bölümü SORU SETİ 0 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI PROBLEM Aşağıda verilen avuk ei alebi fonksiyonunu düşününüz (960-98): lny = β + β ln X + β ln X + β ln X +
DetaylıTÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ
TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ Eem Hakan ERGEÇ Eskişehir Osmangazi Üniversiesi Mura TAŞDEMİR Eskişehir OsmangaziÜniversiesi Öze İnşaa sekörü çıkısının
DetaylıErkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey
1 Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike, gelişmek iseyen
DetaylıTCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ
Cenral Bank Review Vol. 10 (July 2010), pp.23-32 ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2010 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ
DetaylıŞeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey
ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2011, Volume: 6, Number: 4, Aricle Number: 3C0085 SOCIAL SCIENCES Received: May 2011 Acceped: Ocober 2011 Şeyma Çalışkan Çavdar Series : 3C Yildiz
DetaylıÖğr. Gör. Selçuk ŞİMŞEK İlköğretim Bölümü Sınıf Öğretmenliği Ana Bilim Dalı Eğitim Fakültesi.Pamukkale Üniversitesi
PAMUKKALE ÜNİVERSİTESİ EĞİTİM FAKÜLTESİ SINIF ÖĞRETMENLİĞİ BÖLÜMÜ 2. SINIF ÖĞRENCİLERİNİN BEDEN EĞİTİMİ ve OYUN DERSİNİ SAĞLIK ve SAĞLANAN OLANAKLAR AÇISINDAN DEĞERLENDİRMELERİ Öğr. Gör. Selçuk ŞİMŞEK
DetaylıDEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller
DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Zaman serisi modellerinde, bağımlı değişken Y nin zamanındaki değerleri, bağımsız X değişkenlerinin zamanındaki cari
DetaylıLong memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul
MPRA Munich Personal RePEc Archive Long memory and srucural breaks on volailiy: evidence from Borsa Isanbul Emrah Ismail Cevik and Gülekin Topaloğlu Namık Kemal Universiy, Bülen Ecevi Universiy 014 Online
DetaylıTÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ
TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Öze Bu çalışmada Türkiye de devle iç borçlanma seneleri,
DetaylıHisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:
Hisse Senedi Fiyalarıyla abancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Toda-amamoo aklaşımı Dr. Cüney AKAR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF. Öze Bu çalışmada İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında (İMKB) IMKB100
DetaylıBüyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey
SESSION C: Çalışma Ekonomisi 67 Büyüme ve İsihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği Yusuf Muraoğlu (Hii Universiy, Turkey) The Relaionship beween Growh and Employmen: The Case of Turkey Absrac One of he
DetaylıDiscussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10
econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf he Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Alp, Elcin Aykac Working
DetaylıBölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ
Bölüm HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME ÖNTEMLERİ Bu bölümde üç basi öngörü yönemi incelenecekir. 1) Naive, 2)Oralama )Düzleşirme Geçmiş Dönemler Şu An Gelecek Dönemler * - -2-1 +1 +2 + Öngörü yönemi
DetaylıTürkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz
Enerji, Piyasa ve Düzenleme (Cil:2, 2011, Sayfa 49-73) Türkiye de Elekrik Tükeimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz H. Mura Eruğrul * Öze Çalışmada Türkiye de elekrik ükeimi büyüme ilişkisi 1998Ç1-2011Ç3
DetaylıA Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region
MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/
DetaylıREEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:
Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac
DetaylıCrude Oil Import and Economic Growth: Turkey
MPRA Munich Personal RePEc Archive Crude Oil Impor and Economic Growh: Turkey Erginbay Ugurlu and Aydın Ünsal Isanbul Aydın Universiy, Gazi Universiy 28 May 2009 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/69923/
DetaylıPETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ
PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi
DetaylıMEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA
Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 5, Sayı:, 3 MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİLE BİR UGULAMA Özlem AVAZ KIZILGÖL (*) Öze: Bu çalışmada, GSİH, ihraca,
DetaylıTürkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of
DetaylıPETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES
Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Güz 2013, Cil:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:7997 PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Sevinç GÜLER * Halime TEMEL NALIN * * IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES
DetaylıREEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ. Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL
REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL Çalışmanın Amacı Finansal serbesinin başladığı 1990 sonrası dönemini kapsayan süreçe Türk Lirası nın değerlenmesinin Balassa- Samuelson
DetaylıKAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ
Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES
DetaylıTürkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme
Türkiye Ekonomisinde Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme Mehme MUCUK * Doğan UYSAL ** Öze Genel olarak enerji, ekonomik ve endüsriyel kalkınma için önemli bir girdi kabul edilmekedir. Ancak enerjinin bazı
DetaylıYükseköğretimin Büyümeye Etkisi: Eşbütünleşme Analizi The Effect of Higher Education on Growth: A Cointegration Analysis
SESSION 2B: Kalkına 323 Yükseköğreiin Büyüeye Ekisi: Eşbüünleşe Analizi The Effec of Higher Educaion on Growh: A Coinegraion Analysis Ass. Prof. Dr. Mura Musafa Kuluürk (Çankırı Karaekin Universiy, Turkey)
DetaylıYÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?
YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? Doç. Dr. Harun TERZİ Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi 618 Trabzon Tel : (462) 3773311 Fax : (462) 3257281 e-mail : herzi@ku.edu.r
DetaylıBİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1
BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye
DetaylıDOĞAL GAZ DEPOLAMA ġġrketlerġ ĠÇĠN TARĠFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI. BĠRĠNCĠ KISIM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve Ġstenecek Veriler
DOĞAL GAZ DEPOLAMA ġġrketlerġ ĠÇĠN TARĠFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI BĠRĠNCĠ KISIM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve Ġsenecek Veriler BĠRĠNCĠ BÖLÜM Amaç, Kapsam, Dayanak ve Tanımlar Amaç ve kapsam Madde
DetaylıEŞANLI DENKLEMLİ MODELLER
EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER Eşanlı denklem siseminde, Y den X e ve X den Y ye karşılıklı iki yönlü eki vardır. Y ile X arasındaki karşılıklı ilişki nedeniyle ek denklemli bir model
DetaylıReel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi
Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yönemi İle Modellenmesi Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi:
DetaylıAraşırma Makaleleri REEL DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ İ TİCARET PERFORMA SI A ETKİSİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Erşan SEVER ÖZET Bu çalışmada reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin icare performansına ekisi araşırılmışır.
DetaylıYAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA
Elecronic Journal of Vocaional Colleges December/Aralık 2012 YAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA Muhammed TIRAŞOĞLU 1 Burcu YILDIRIM 2
DetaylıTURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ
T.C. KÜLTÜR ve TURİZM BAKANLIĞI STRATEJİ GELİŞTİRME BAŞKANLIĞI TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ UZMANLIK TEZİ Selim DAĞLIOĞLU EKİM - 010 ANKARA T.C. KÜLTÜR
DetaylıİMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ
Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü
DetaylıDÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ
Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 8 / 2 (2006). 1-14 DÖVİZ KURU VE HİSSE SEETLERİ FİYATLARI ARASIDAKİ EDESELLİK İLİŞKİSİ Özlem AYVAZ * Öze : Bu çalışmada Türkiye de hisse seneleri
DetaylıEnflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013)
YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2015 Cil:22 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013) Musa ATGÜR * N. Oğuzhan ALTAY ** ÖZ Bu çalışmada,
DetaylıReel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi
DetaylıZekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK
Cenral Bank Review Forhcoming, pp.1-26 ISSN 1303-0701 prin 1305-8800 online 2015 Cenral Bank of he Republic of Turkey hps://www3.cmb.gov.r/cbr/ ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA
DetaylıENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ
ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ Dr. Burcu GÜVENEK Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F. Đkisa Bölümü Dr. Volkan ALPTEKĐN Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F.
DetaylıReel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği
Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır.
DetaylıDöviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama
YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Ekisi: Türkiye İçin Bir Uygulama Prof. Dr. Recep TARI Kocaeli Üniversiesi, İ.İ.B.F.,
DetaylıTürkiye de İktisadi Çıkarsama Üzerine Bir Açımlama: Sürprizler Gerçekten Kaçınılmaz mı?
Türkiye de İkisadi Çıkarsama Üzerine Bir Açımlama: Sürrizler Gerçeken Kaçınılmaz mı? Hazırlayan ve Sunan: Eren Ocakverdi* eren.ocakverdi@yaikredi.com.r Boğaziçi Üniversiesi Finans Mühendisliği 26 Ekim
DetaylıPara Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği
YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F.,
Detaylıİstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:37, Sayı/No:2, 2008, 98-110 ISSN: 1303-1732 - www.ifdergisi.org 2008 İsanbul Menkul Kıymeler
DetaylıTÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI
TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI Tayfur BAYAT ÖZ Bu çalışmada 2002M-20M5 dönemine ai aylık verilerle alernaif nominal vadeli mevdua faiz oranları ile ükeici
DetaylıEKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ
EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Ünal ARSLAN Musafa Kemal Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. E-posa: uarslan@yahoo.com Yıldız SAĞLAM Musafa Kemal Üniversiesi
DetaylıTESTING TO RICARDIAN EQUIVALENCE PROPOSITONS FOR TURKISH ECONOMY
Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 009, CİLT XXVI, SAYI TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN RİCARDO EŞİTLİĞİ HİPOTEZİ NİN TEST EDİLMESİ Erginbay UĞURLU Recep DÜZGÜN Öze Ricardo eşiliği konusu, makroekonomilerde
DetaylıBelirsizliğin Özel Tüketim Harcamaları Üzerindeki Etkisi: Türkiye Örneği
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi () 1 / : 17 16 Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği Burçak Müge Vural * Şevke Alper Koç ** Koray Vural *** Öze: Tükeim
DetaylıİSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ
İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH- YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ ÖZET Yard.Doç. Dr. Tülin ATAKAN İsanbul Üniversiesi, İşleme Fakülesi, Finans Anabilim Dalı Bu çalışmada,
Detaylı8.Ders(EK) Zaman Serileri Analizi
8.Ders(EK) Zaman Serileri Analizi SPSS Projec: Airline Passengers daa se is used for various analyses in his online raining workshop, which includes: Times series analysis [building ARIMA models] Proje:
DetaylıTİCARİ MARKA BAŞVURU TAHMİNİ İÇİN TÉRKİYE UYGULAMASI FORECASTING OF TRADEMARK APPLICATION IN TURKEY
TİCARİ MARKA BAŞVURU TAHMİNİ İÇİN TÉRKİYE UYGULAMASI FORECASTING OF TRADEMARK APPLICATION IN TURKEY Nursel Selver RÄZGAR 1 ÄZET Yeni yäneim meolarına gäre Çalışan marka ofisleri, kapasie planlama ve servis
DetaylıAKADEMİK BAKIŞ Uluslararası Hakemli Sosyal Bilimler E-Dergisi ISSN: X Sayı: 10 Eylül 2006
İkisa ve Girişimcilik Üniversiesi Türk Dünyası Kırgız Türk Sosyal Bilimler Ensiüsü Celalaba KIRGIZİSTAN TÜRKİYE DE İHRACATA VE TURİZME DAYALI BÜYÜME HİPOTEZİNİN ANALİZİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK İLİŞKİSİ
DetaylıTürkiye de Tüketim Eğilimi ve Maliye Politikası
Türkiye de Tükeim Eğilimi ve Maliye Poliikası Oya S. Erdogdu * Leven Özbek ** *Ankara Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi İkisa Bölümü, Cebeci, Ankara ** Ankara Üniversiesi Fen Fakülesi İsaisik Bölümü,
DetaylıFİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS
ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cil/Vol. : - S ayı/no: 2 : 33 42 (20) FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * Yrd.
DetaylıCari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği
Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 05 9 (): 35-36 Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Munise ILIKKAN ÖZGÜR (*) Öze: Makroekonomik isikrarının sağlanmasında cari işlemler
DetaylıKAMU BORÇLANMASI KAMU YATIRIMLARINI DIŞLIYOR MU?
Ekonomik Yaklaşım, Cil : 21, Sayı : 74, ss. 39-58 KAMU BORÇLANMASI KAMU YATIRIMLARINI DIŞLIYOR MU? Mehme DURKAYA * Serve CEYLAN ** Okay Orçun BEKEN *** Öze Gelişmeke olan ekonomilerde kamu yaırımlarının
DetaylıHİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI
Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 8 Sayı: 40 Volume: 8 Issue: 40 Ekim 2015 Ocober 2015 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA
Detaylı1. Savunma Harcamalarının Ekonomiye Etkileri
1 TÜRKİYE DE SAVUNMA HARCAMALARININ İKTİSADİ ETKİLERİ ÜZERİNE NEDENSELLİK ANALİZİ (1970 2010) Giriş İki dünya savaşı ve Soğuk Savaş dönemine ek olarak, birçok bölgesel ihilafların da yaşanması dolayısıyla
Detaylı