TÜRK MALAT SANAYNDE UZUN DÖNEM DENGE LKS:

Transkript

1 TÜRK MAAT SANAYNDE UZUN DÖNEM DENGE KS: Rahmi YAMAK Yakup KÜÇÜKKAE 2 Abstract This study investigates hether the long run equilibrium implied by profit maximization is valid for the Turkish manufacturing industry for the period of , or not. Empirical analysis as carried by applying co-integration for real age and the average labor productivity. The results of co-integration tests shoed that there exists a long run equilibrium relationship beteen real age and the average labor productivity in Turkish manufacturing industry. In this long run equilibrium relationship, the elasticity of substitution as estimated to be,24. Keyords: ong run equilibrium, Co-integration, Elasticity of substitution, Returns to scale. Özet Bu çalıma, kâr maksimizasyon kriteri tarafından ortaya konulan uzun dönem denge ilikisinin Türk imalat sanayiinin dönemi için geçerli olup olmadıını belirlemektedir. Ekonometrik analiz, reel ücret ile igücü verimliliine ko-entegrasyon teknii uygulanarak gerçekletirilmitir. Ko-entegrasyon test sonuçları, Türk imalat sanayiinde reel ücretlerle igücü verimlilii arasında uzun dönem denge ilikisinin var olduunu göstermitir. Bu uzun dönem ilikide, ikame esneklik katsayısı,24 olarak tahmin edilmitir. Anahtar Kelimeler: Uzun dönem denge, Ko-entegrasyon, kame esneklii, Ölçee göre getiri.. Giri Denge kavramı, iktisat teorisinin temelini oluturan kavramlardan birisidir. Bu kavramın iktisat modellerindeki rolü, iktisadi iliki içinde bulunan deikenlerin fonksiyonel yapılarının çıkarılmasına yardımcı oluudur. Örnein, iktisat teorisinin firma dengesini inceleyen bölümlerinde, emek talebinin firmaların kâr motifi çerçevesinde oluturulduu, firmaların emek talep düzeylerinin ise, emein marjinal fiziki verimlilii ile reel ücret düzeyi arasındaki eitlik tarafından tayin edilip yönlendirildii belirtilmektedir. Teoride öngörülen bu dengesel yaklaımın gerçek hayatla badaıp badamadıı eklindeki bir soru ancak ampirik gözlemler sonucu cevaplandırılabilir. Jenkinson (986) ve MacDonald ve Murphy (992), ko-entegrasyon tekniini kullanarak uzun dönem emek talep fonksiyonunu tahmin etmilerdir. Jenkinson (986), neoklasik bir yaklaımı dikkate alarak, tahmin etmi olduu emek talep fonksiyonunun uzun dönem denge artlarını salamadıı eklinde bir bulgu elde ederken; MacDonald ve Murphy (992), ko-entegrasyon vektörünü; emek miktarı, kapital, çıktı ve nispi girdi fiyatlarını içerecek ekilde dizayn ettikten sonra, istihdam hacminin belirlenmesinde çıktı etkisini de dikkate alarak, emek talep fonksiyonunda uzun dönem denge artlarının salandıına ilikin bulgular elde etmilerdir. ianos ve Fountas (997) ise, benzer teknikler kullanarak uzun dönemde kâr maksimizasyonunun gerçekletiini gösteren kanıtlar bulmu ve bu uzun dönem kâr maksimizasyonu dengesinin de emein verimlilii ile nominal ücretlerdeki ortak deiimler sayesinde tesis edilebildiini göstermilerdir. Bu çalımada amaç, kâr maksimizasyonu çerçevesinde ortaya konulan reel ücret ile emein verimlilii arasındaki uzun dönem denge ilikilerinin Türk imalat sanayii için geçerli olup olmadıını zaman serisi analizleri ile test etmektir. Doç. Dr., Karadeniz Teknik Üniversitesi, BF, ktisat Bölümü. 2 Ar. Gör., Karadeniz Teknik Üniversitesi, Ünye BF, ktisat Bölümü.

2 2. Kantitatif Metodoloji Ürününü mal piyasasında satan ve girdi olarak emek ve kapital kullanan bir firmanın üretim fonksiyonu () nolu denklemde görüldüü gibidir. = f(k,) () Burada;, firmanın mal ve/veya hizmet üretim miktarını; K ve ise sırasıyla, firmanın kullandıı kapital ve emek miktarlarını göstermektedir. Üretim faktörlerini kullanarak üretimde bulunan ve ürününü piyasaya arz eden bir firmanın amacı, kârını maksimum düzeye çıkarmak olacaktır. Kâr maksimizasyonu amacındaki firmanın, ulamayı arzuladıı maksimum kâr düzeyi, belirli bir miktardaki kapital ile emein istihdamını gerekli kılar. Belirli bir düzeyde kapital ve emek kullanan bir firmanın kâr fonksiyonu ise (2) nolu denklemde görüldüü gibi yazılabilecektir. Firma kârını maksimumlatıran emek faktör miktarı ise, üretim fonksiyonunun emee göre birinci türevinin sıfıra eitlenmesi ile bulunabilecektir. π = (P.) (r.k +.) (2) Burada; π, firmanın kârını; P, firmanın üretip sattıı mal ve/veya hizmetin piyasa fiyatını; r, kapitalin birim fiyatını (faiz oranını) ve de emein birim fiyatını (nominal ücretleri) göstermektedir. Dolayısıyla kâr düzeyi, firmanın elde etmi olduu satı hasılatı ile üretim faktörlerine yapmı olduu toplam ödemeler arasındaki fark olarak gösterilebilir. Buna göre, maksimum kâr düzeyini veren emek kullanım düzeyi, π = P. = 0 = (3) P artının salandıı düzey olacaktır. Denklemin sa tarafındaki ifadesi, bir birimlik emek kullanım miktarındaki deimenin üretimi ne yönde ve ne miktarda etkileyeceini gösteren kısmi türev, yani emein marjinal fiziki verimlilii iken; sol tarafındaki /P ifadesi de reel ücret düzeyini göstermektedir. Bu durumda, maksimum kârı salayan emek kullanım miktarının, emein marjinal fiziki verimliliini reel ücrete eitleyen emek kullanım miktarı olduu kolayca görülebilir. (3) nolu denklem, firmanın optimal emek kullanım miktarına ilikin temel kuralı vermekle birlikte, yeterince açık görünmemektedir. Kapalı formda verilmi olan bu üretim fonksiyonunun açık ifadesi, denge kuralının test edilebilir bir yapıya kavuması açısından gerekli görünmektedir. Söz konusu üretim fonksiyonunun, CES üretim fonksiyonu yapısında olduu kabul edilsin 3. CES üretim fonksiyonunun, Cobb-Douglas üretim fonksiyonuna göre önemli bir avantajı vardır ki, o da, üretimde kullanılan üretim faktörleri arasındaki ikâme esneklik katsayısının bir dıında da deer alabilmesine olanak salamasıdır 4. Bu nedenle 3 CES: (Constant Elasticity of Substitution) Sabit ikâme esneklii kuralına dayanan üretim fonksiyonu. Bu tip üretim fonksiyonları, bir dıında da deer alabilen sabit bir ikâme esnekliinin hesaplanmasına olanak salamaktadır (bkz: Chiang, 984, ). 4 Fonksiyonun artan, sabit ve azalan getiriler balamında uzantılarının tespit edilebilmesi, (4) nolu denklemde verilen (-/ρ) üssünün (-m/ρ) eklinde dönütürülmesini gerektirir ki, burada m, bir dıında da deer alabilen her hangi bir sabiti temsil etmektedir. Burada; m=, m> ve m<, ölçee göre getirinin sırasıyla sabit, artan ve azalan getiri olduunu göstermektedir. Analiz kapsamında ölçee göre artan ve azalan getiri durumları da

3 CES üretim fonksiyonu, uygulamada genellikle Cobb-Douglas üretim fonksiyonuna tercih edilmektedir. Bu çalımada ilk olarak ölçee göre sabit getiri durumu dikkate alınmı, daha sonra farklı durumları ifade eden uzantılar incelenmitir. CES üretim fonksiyonunun (4) nolu denklemdeki gibi olduu kabul edilsin. / ρ [ δ. K + ( δ ) ] = A (4) Emein marjinal fiziki verimliliinin bulunması, (4) nolu denklemin ye göre kısmi türevinin alınmasını gerektirir. Buna göre, emein marjinal fiziki verimlilii, = ( δ ) A (5) olacaktır. (3) ve (5) nolu denklemlerin eitlenmesi ise (6) nolu denklemi verecektir 5. = ( δ ) A P (6) (6) nolu denklemin logaritmasının alınması ile birlikte, ele alınan denklem tahmin edilebilir bir yapıya ulaacaktır. log = log P ( δ ) A ) + ( ρ + ) log (7) veya log = κ + ν log (8) P Burada; κ = log ((-δ)a -ρ ) ve ν = (+ρ) dur. Sonuçta elde edilen bu logaritmik iliki, nominal ücretler, fiyat düzeyi ve ortalama ürün arasındaki denge artını ortaya koyup, muhtemel bir dengesizlik durumunda, dengenin yeniden tesis edilmesi için gerekli uyarlama dinamiklerinin neler ve nasıl olduklarını ortaya koymaktadır. 3. Veri Seti ve Ekonometrik Metodoloji Çalımada, Türkiye imalat sanayiine ilikin dönemi yıllık veri seti kullanılmıtır. Çıktı düzeyi () serisi, on ve daha fazla içi ve büro personeli çalıtıran firmaların yaratmı oldukları katma deerler dikkate alınarak oluturulmutur. Nominal dikkate alınmı ve elde edilen sonuçlar kısaca özetlenmitir (bkz: Chiang, 984, ve Nicholson, 989, 292). / P = + / A /, uyarlama maliyetlerinin 5 Aynı çözüm monopolistik durumda ( ) ( ( ε ))( δ ) ( ) / (burada, α =α/p dir) ve toplu sözleme dikkate alınması durumunda ( P) = ( δ ) A ( / ) rα durumu dikkate alındıında ise ( / P) = ( / 2)( / )( δ ) A ( / ) ve Fountas, 997, ). [ ] halini alacaktır (bkz: ianos

4 ücretler, içilere yapılan toplam ödemelerin içi sayısına bölünmesi yoluyla bulunmutur. Nominal ücretler, çıktı ve emein ortalama ürünü, 995 yılı fiyatları dikkate alınarak reel hale getirildikten sonra, 950 yılının baz alındıı indeksler eklinde ifade edilmi ve analize dahil edilmilerdir. Deikenler 995 yılı fiyatları ile ifade edilirken, Toptan Eya Fiyatları Endeksi (TEFE) kullanılmıtır. Fiyatlar genel düzeyi, nominal ücretler ve emein ortalama ürünü arasındaki uzun dönem ilikileri, Johansen ve Juselius (990) ko-entegrasyon test teknii yardımıyla incelenmitir. Ko-entegrasyon testinin gerçekletirilebilmesi için, ilk olarak, teste tabi tutulacak bireysel zaman serilerinin duraanlık özellikleri aratırılmıtır. Dier bir deyile, her bir seri için Dickey ve Fuller (98) tarafından gelitirilen (ADF) regresyon denklemi çalıtırılmıtır. t k 0 + b X t + b2trend + ci X t i ei (9) i= X = b + Burada; X, ele alınan seriyi;, serinin birinci devresel farkını; k, olası bir otokorelasyonu önlemek için serinin birinci farkının kaç gecikmesinin alınması gerektiini gösteren katsayıyı ve b ile c de parametreleri temsil etmektedir. b = 0 eklinde ifade edilen H 0 hipotezinin reddedildii düzeyde, X serisinin duraan olduuna hükmedilir. Serinin duraan olmadıına hükmedilmise, aynı test ileri düzeydeki farklar için tekrarlanır. Johansen-Juselius teknii, duraan olmayan serilerin farkları ile seviyelerini içeren VAR (Vector Auto Regression) tahmininden oluur. Deikenlerin seviyelerine ilikin parametre matrisi, modelin uzun dönem özellikleri hususunda bilgileri kapsamaktadır. ogaritmik seviyelerinde deil de birinci farklarında duraan olan iki seri X ve Y düünülsün. Bu iki deikenin oluturduu vektör Z olarak adlandırılsın (Z=(X,Y)). ki deikenden oluan vektör otoregresif modelin (VAR) ise (0) nolu denklemdeki gibi olduu kabul edilsin. Z t = Π Z t- + Π 2 Z t Π p Z t-p + e t (0) Bu denklemde, Π i (i =, 2,..., p), Z t-i kapsamındaki deikenlerin parametre matrisidir. Z t kapsamındaki deikenlerin birinci dereceden fark duraan oldukları varsayılırsa, (0) nolu VAR modelini, serilerin hem birinci farklarını hem de seviyelerini kapsayacak ekilde aaıdaki () nolu VAR modeline dönütürmek uygun olacaktır. Z t = Γ Z t Γ p- Z t-p+ + ΠZ t-p + e t () Burada; Γ i (i =, 2,..., p-), Z t-i deki zaman serilerinin parametre matrisini; Π, Z t-p kapsamındaki serilerin parametre matrisini temsil etmektedir. () nolu denklemdeki ΠZ t-p, Z t kapsamındaki zaman serilerinin seviyelerindeki farklı dorusal bileimleri verir. Dolayısıyla, Π matrisi zaman serilerinin ya da modelin uzun dönem özellikleri hususunda bilgilere sahiptir. Bu matrisin rankı sıfır olduunda, () nolu VAR modeli, sadece serilerin birinci farklarından oluan VAR modeline dönüür. Böyle bir durumda, Z t kapsamındaki hiçbir seri dier seri ya da serilerin dorusal bir bileimi olarak gösterilemez. Dier bir ifadeyle, seriler arasında herhangi bir uzun dönem ilikisinin olmadıı ortaya konmu olur. Dier taraftan, Π matrisinin rankı bir ise, Z t kapsamındaki serilerin, dorusal ve baımsız bir bileimi ortaya çıkar ki, bu da, seriler arasında tek bir uzun dönem ilikisinin (ko-entegrasyonun) mevcut olduunu ifade eder. Eer, Π nin rankı birden büyük ise, seriler arasında birden fazla koentegrasyon ilikisi var demektir. Z t yi oluturan seriler arasındaki ko-entegrasyon ilikileri, iki test istatistii yardımıyla deerlendirilebilir. Bunlardan biri z Test, dieri Maksimum

5 Özdeer Test (MÖ) istatistiidir. z Testi, Π matrisinin rankını inceler ve matris rankının r ye eit ya da r den küçük olduunu ifade eden H 0 hipotezini test eder. Burada r, koentegrasyon vektör sayısını göstermektedir. Maksimum özdeer test istatistii ise, ko-entegre vektörün r olduunu ifade eden H 0 hipotezini, r+ olduunu ifade eden alternatifine karı test eder. Her iki test istatistiinin kritik deerleri, Johansen ve Juselius (990) tarafından verilmitir. Hesaplanan z ve Maksimum Özdeer statistik deerleri, tablo kritik deerleri ile karılatırılarak deikenler arası ko-entegrasyon vektörünün olup olmadıı, varsa kaç tane olduu belirlenir. 4. Ekonometrik Bulgular Reel ücretlerle emein ortalama ürünü arasındaki uzun dönem denge ilikisinin tespiti amacıyla yapılan ampirik testin ilk aamasını, ko-entegrasyon denkleminde ((8) nolu denklem) yer alacak olan deikenlerin duraanlık özelliklerinin incelenmesi oluturmaktadır. Tablo : ADF Birim Kök Test Sonuçları Deiken Trendli ADF-t statistikleri Trendsiz ADF-t statistikleri log (/) (2) [-3.527].390 (2) [ ] log (/P) () [-3.589] () [ ] log () [-3.589] () [ ] log P () [-3.589] () [ ] log (/) () [-3.527] () [ ] log (/P) () [-3.527] () [ ] log () [-3.527] () [ ] log P () [-3.527] (3) [ ] log () [ ] () [ ] log P (2) [ ] () [ ] Not: Parantez içindeki deerler Akaike Bilgi Kriterine göre tespit edilen gecikme sayılarını 6, logaritmik serinin birinci devresel farkını, logaritmik serinin ikinci devresel farkını, köeli parantez içindeki deerler MacKinnon %95 kritik deerlerini ve * üst indisi de deikenin %5 anlamlılık düzeyinde duraan olduunu göstermektedir. ADF birim kök test sonuçları Tablo- de sunulmutur. Birim kök test sonuçlarına göre, nominal ücretlerle fiyatlar genel seviyesi deikenleri, ikinci devresel farklarında duraan bulunmulardır. Bireysel olarak ikinci farklarında duraan çıkan bu iki deiken bir araya geldiklerinde, yani reel ücret deikenini temsil edecek ekilde düzenlendiklerinde ise birinci devresel farklarında duraan bulunmulardır. Dier taraftan, emein ortalama ürünü deikeni de birinci farkında duraan bulunmutur. Dolayısıyla, reel ücretlerle emein ortalama ürünü deikenleri arasında ((8) nolu denklem gereince) yapılması düünülen koentegrasyon testinin gerek ve yeter artları salanmaktadır. Johansen ve Juselius ko-entegrasyon testinin gerçekletirilebilmesi için oluturulması gereken VAR sisteminin optimal gecikme uzunluunun belirlenmesi gerekmektedir. Optimal gecikme uzunluu, Akaike Bilgi Kriteri yardımıyla belirlenmitir 7. Maksimum gecikme 6 ADF testine tabi tutulan deikenlerin optimal gecikme uzunlukları, AIC = T log (RSS) + 2K formülü yardımıyla bulunmutur. Burada; T, gözlem sayısını; RSS, hata terimleri kareleri toplamını ve K da parametre sayısını temsil etmektedir (Doan, 992, 5-8). 7 VAR sisteminin optimal gecikme uzunluu, AIC = T log Σ + 2N formülü yardımıyla bulunmutur. Burada; T, gözlem sayısını; Σ, hata terimlerinin varyans-kovaryans matrisinin determinant deerini ve N de sistem içerisinde tahmin edilen parametre sayısını temsil etmektedir (bkz: Enders, 995, 35).

6 uzunluunun 5 kabul edildii bu kriter neticesinde, optimal uzunluk 3 olarak tespit edilmitir. VAR(3) modeli için yapılan ko-entegrasyon testlerinin sonuçları Tablo-2 de görülmektedir. Tablo 2: Ko-entegrasyon Testleri Maksimum Özdeer Testi H 0 Test statistii % 95 KD % 90 KD r = r z Testi H 0 Test statistii % 95 KD % 90 KD r = r Not: KD kısaltması Kritik Deer i göstermekte olup, %95 ve %90 Kritik Deerler MacKinnon dan alınmıtır. * üst indisi %95 anlamlılık düzeyinde H 0 hipotezinin reddedildiini ifade etmektedir. VAR(3) için hesaplanan maksimum özdeer ve iz testleri, ko-entegrasyon vektör sayısının olduunu göstermitir. Elde edilen ko-entegrasyon vektörü Tablo-3 ten görülebilir. Tablo 3: Ko-entegrasyon Vektörü Deikenler Ko-entegre Vektör log (/) (-.0000) log (/P) (.2474) Sabit (-.0894) Not: Parantez içi deerler normalizasyon deerlerini göstermektedir. Emein ortalama ürününe göre normalize edilmi olan ko-entegrasyon vektöründen elde edilen sonuçlar, ikame esnekliinin,24 olduunu göstermektedir. Burada ikame esnekliini veren katsayı, reel ücretin katsayısıdır. kame esnekliinin den büyük bir deer olarak bulunmu olması, model çözümünde dikkate alınan ölçee göre sabit getiri varsayımının yumuatılıp, ölçee göre azalan ve artan getirilerin de dikkate alınması gerektiini hatırlatmaktadır. Bu durumda, (-/ρ) ele alınan esnekliin (-m/ρ) eklinde ele alınması gerekir ki, burada m =, < ve > dir. (-m/ρ) durumu dikkate alındıında, koentegrasyon vektöründe, katsayısı ρ(-m)/m olan çıktı (log ) deikeninin de bulunması gerekmektedir. Bu dorultuda yapılan testler neticesi oluturulan sistemin optimal gecikme uzunluunun 3 olduu ve bu gecikme sayısında söz konusu üç deiken arasında iki koentegre vektörü bulunduu eklinde sonuçlar vermitir. Her iki vektördeki çıktı (log ) deikeninin katsayısının istatistiksel olarak sıfıra eit olduu hipotezi reddedilememitir. Çıktı katsayısının sıfıra eit olduunu gösteren H 0 hipotezi için χ 2 (2) istatistii olarak hesaplanmıtır. Ki-kare istatistiinin %5 tablo kritik deeri 5.99 olduundan, (log ) deikeninin katsayısı her iki ko-entegrasyon vektöründe de sıfır olarak kabul edilir. Dolayısıyla, Türk imalat sanayiinde ölçee göre artan veya azalan getirinin söz konusu olmadıı, bunun yerine ölçee göre getirinin sabit olduu kanıtlanmı olmaktadır. Emein verimliliinin ve/veya reel ücretlerin uzun dönem dengesine ulamada önemli rol oynayıp oynamadıklarının belirlenmesi için, aynı sisteme ilikin uyarlama katsayılarının da bulunması gerekmektedir. Bu katsayılar, emein verimlilii için 0.23 ve reel ücret için 0.35 olarak bulunmulardır. Bu sonuç, uzun dönem dengeye ulamada her iki deikenin de etkili olduunu göstermektedir.

7 5. Sonuç Bu çalımada, Türk malat Sanayiine ilikin uzun dönem denge ilikileri, Johansen ve Juselius ko-entegrasyon test teknii kullanılarak incelenmitir. Elde edilen bulgular, uzun dönem kâr maksimizasyonunun gerçekletiini ve bu maksimizasyonun hem emein ortalama ürünü hem de reel ücretler aracılıı ile tesis edildiini göstermitir. Dengeden uzaklaılması durumunda yeniden dengeyi tesis edecek olan uyarlama süreci içerisinde hem ortalama ürün hem de reel ücretlerdeki deimelerin etkili olduu da çalımanın tespit etmi olduu bulgular arasındadır. Reel ücretlerle emein ortalama ürünü arasındaki uzun dönem ilikileri, Türk malat Sanayiinde ikâme esneklik katsayısının.24 olduunu göstermitir. Tahmin edilen bu esneklik katsayısı dier çalımalarda elde edilen esnekliklerden daha büyük çıkmıtır. Çalımada ayrıca Türk malat Sanayii sektöründe ölçee göre getirinin artan veya azalan olma durumları da incelenmi ve gerçekletirilen testler söz konusu sektörde ölçee göre getirinin artan veya azalan olmadıı tam aksine sabit olduu eklinde sonuçlar vermitir. Kaynakça Chiang, A. C., (984), Fundamental Methods of Mathematical Economics, McGro-Hill Book Co. Dickey D. And Fuller W. A., (98), ikelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series ith a Unit Root, Econometrica, 49, pp: Doan T. A., (992), RATS User s Manual, Estima. DE, (997), statistik Göstergeler Enders W., (995), Applied Econometric Time Series, John Wiley and Sons Inc. Jenkinson T. J., (986), Testing Neoclassical Theories of abor Demand: An Application of Cointegration Techniques, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 48, pp: Johansen S. and Juselius K., (990), Maximum ikelihood Estimation and Inference on Cointegration-ith Applications to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, pp: ianos T. And Fountas S., (997), Cointegration Tests of the Profit-maximizing Equilibrium in Greek Manufacturing: 958-9, International Revie of Applied Economics,, No: 3, pp: MacDonald R. And Murphy P. D., (992), Employment in Manufacturing: A ong-run Relationship and Short-Run Dynamics, Journal of Economic Studies, 9, pp: 3-8. MacKinnon J. G., (990), Critical Values for Cointegration Tests, UC San Diego Discussion Paper, No: Nicholson W., (989), Microeconomic Theory, Fourth Edition, The Dryden Press.