TÜRKİYE DE REEL ÜCRET VE GSYH NIN İSTİHDAMA ETKİSİ: ZAMAN SERİSİ ANALİZİ Özet

Transkript

1 Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 3, Sayı: 14, Haziran 2015, s Sevilay SARICA 1 Ahmet Kibar ÇETİN 2 Murat Mustafa KUTLUTÜRK 3 TÜRKİYE DE REEL ÜCRET VE GSYH NIN İSTİHDAMA ETKİSİ: ZAMAN SERİSİ ANALİZİ Özet İstihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki ilişki iktisat literatüründe uzun zamandan beri tartışılan konular arasında yer almaktadır. Bu çerçevede bu çalışma istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını ve yönünü ortaya koymayı amaçlamaktadır. Bu çalışmada 2005:1-2013:2 dönemlerini kapsayan üçer aylık Türk sanayi verileri Sınır Eş-bütünleşme ve Granger nedensellik testlerine tabi tutulmuşlardır. Elde edilen ampirik bulgulara göre; istihdam, reel ücret ve GSYH arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmaktadır. Granger nedensellik analizine göre; GSYH dan istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi vardır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Keynesyen görüşü desteklemektedir. Buna göre; GSYH daki artış istihdamı artıracaktır. İstihdam ile reel ücret arasında, reel ücretten istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi tespit edilmiştir. İlişkinin yönü ise Neoklasik görüşü desteklemektedir. Buna göre; reel ücretlerdeki bir azalma istihdam düzeyini artırmaktadır. Anahtar kelimeler: İstihdam, Reel ücret, GSYH, Sınır Eşbütünleşme Testi, Nedensellik İlişkisi. THE IMPACTS ON EMPLOYMENT OF REEL WAGE AND GDP: TIME SERIES ANALYSIS Abstract The relationship between employment and real wages and GDP are being subjects of discussion in economic literature for long period of time. Within the framework of employment, real wage and GDP, the aim of this paper is to investigate the long 1 Yrd. Doç. Dr., Çankırı Karatekin Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, sevilaysarica@yahoo.com.tr 2 Doç. Dr., Çankırı Karatekin Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, akcetin@hotmail.com 3 Yrd. Doç. Dr., Çankırı Karatekin Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, mmkutluturk@gmail.com

2 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 124 term relationship and direction of such a relationship. In this study, quarterly data of Turkish Industry covers period of 2005:1-2013:2 were used to analyze Granger causality and ARDL. According to empirical findings, there is a long term relationship between employment and real wages and GDP. Granger causality test suggests that there is one way Granger causality from GDP to employment. Direction of relationship supports the Keynesian perspective. According to this finding, an increase in GDP will increase employment. There is a one way causality from real wage to employment was determined. Direction of relationship supports the neoclassic view. According this, a decrease in real wages will lead to increase the level of employment. Key words: Employment, Real Wage, GDP, Bounds Testing Approach, Causal Relation. 1. GİRİŞ Bireylerin giderek artan ihtiyaçları yine bireyler tarafından üretilen mal ve hizmetler tarafından karşılanmaktadır. Bu çerçevede toplumların refah düzeylerinin artırılmasına yönelik çabalar, emeğin verimliliğini, istihdamı ve emeğin aldığı ücreti önemli hale getirmiştir. Bilindiği gibi ücret; kişinin emeğinin fiyatı başka bir ifade ile geliridir. Nominal ücret emeğin hizmetinin karşılığı olarak emeğe yapılan ödemedir. Reel ücret ise kişinin geliri ile satın alabileceği mal ve hizmet miktarıdır. Emeğin yani çalışanın refah düzeyi reel ücrete bağlıdır. Fiyatlar yükselirse reel ücretler düşer. Reel ücretlerin artması için nominal ücretlerdeki artış oranının fiyatlar genel düzeyindeki artış oranından fazla olması gerekmektedir. Bireyin refahının artması için reel ücretin artması gerekirken, toplumun refahının artması için ise yeni istihdam olanaklarının yaratılarak ülkedeki işsizlik oranının azaltılması ve çalışan işgücü miktarının artırılması gerekmektedir. Makro açıdan değerlendirildiğinde istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki ilişki iktisat literatüründe oldukça önemli bir yer tutmaktadır. Bu bağlamda istihdam, reel ücretler ve GSYH arasındaki ilişki ekonomi teorisinde önemli çalışmalara ve tartışmalara konu olmuştur. Söz konusu bu değişkenler arasındaki ilişki gerek gelişmiş gerekse de gelişmekte olan ülkeler açısından önemli makro ekonomik değişkenlerdir. Özellikle günümüzde birçok ülkede görülen yüksek işsizlik oranlarının ortaya çıkmasında reel ücretlerdeki değişmenin ve ülkelerin ekonomik büyümeyi gerçekleştirmemelerinin etkili olduğu görülmektedir. Bunlara ek olarak küresel şokların da dünyada işsizliğin artmasında önemli rol oynadığı görülmektedir. Kısacası işsizlik sorunu tüm dünya ülkelerinde giderek büyüyen bir problem haline gelmiştir. Bu nedenle gerek gelişmiş gerekse de gelişmekte olan ülkeler uyguladıkları genel ekonomi politikaları içerisinde istihdam ve işsizlik sorununa yönelik etkili politikalar üretmeye yönelmişlerdir. Dünya ekonomisinde nihai hedef olarak belirlenen ekonomik büyüme rakamlarında iyileşmeler gözlenmesine rağmen işsizlik oranları çok az artmıştır. Türkiye de istihdam düzeyi, işsizlik oranlarındaki artış ve reel ücretlerdeki değişmeler makro ekonomik politikalar yanında ekonomik ve sosyal yapılarla da ilgili olmaktadır. Diğer yandan Türkiye deki işsizlik oranının makro ekonomik şoklardan da etkilendiği görülmektedir. Özellikle Türkiye de ekonomi krizinden sonra işsizlik oranı istikrarlı bir artış sergilemiştir. Türkiye de 1980 lerin başından ortalarına kadar süren ortamda özel imalat sanayinde ortalama reel ücretler değişmeden kalırken, kamu sektöründe azalmıştır. Gerek özel

3 125 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi sektörde gerekse de kamu sektöründeki ortalama ücretler döneminde hızla artış göstermiş, ancak aradaki fark kamu sektörü lehine açılmıştır. Kamu sektöründe çalışan işçiler yıllarında ek ücret artışından yararlanmışlardır. Ancak bu artışlar 1994 yılından sonra hızlı bir düşüşe girmiştir yılındaki kriz, reel ücretleri önemli ölçüde olumsuz yönde etkilemiştir yılındaki kriz sonrasında işsizlik oranında artış ortaya çıkmıştır (Tunalı 2004:14). Türkiye de işsizlik oranındaki artış günümüzde de devam etmektedir. Bu da Türkiye de ekonomik açıdan istenilen istihdam düzeyine ulaşılmadığını ortaya koymaktadır. Türkiye de GSYH deki yıllık değişmeyi ifade eden büyüme rakamlarında olumlu gelişmeler görülmektedir. Temel olarak normal şartlarda GSYH deki artışın istihdamı artırması beklenmektedir. Ancak bazen bu beklentinin karşılanmadığı ve GSYH deki artışın istihdamı olumsuz etkilediği görülmektedir (Gürkan 2006: 315). Türkiye de 1990 sonrası üç yıl 2002, 2003 ve 2004 yılları hariç olmak üzere büyüme oranları pozitif olmuştur. Bu yıllarda büyüme oranları beklenenin üzerinde olmuştur. Ancak bu yıllarda istihdamda aynı şekilde olumlu bir düzelme görülmemiştir. Aksine bu yıllarda işsizlik oranları yükselmiştir. Dolayısıyla bu üç yılda ortaya çıkan büyümedeki artış istihdamda aynı şekilde bir etkiye neden olmamıştır krizi sonrasında Türkiye ekonomisinde istihdamsız bir büyüme sürecine girilmiştir. Verimlilikteki artış ücretleri artırarak çalışanların alım gücünü artırarak bir yandan mal ve hizmet tedbiri diğer yandan ise işgücü talebini artırmıştır. Bu süreçte verimsiz çalışan şirketler piyasayı terk ederken ardında binlerce işsiz bırakmıştır. Ortaya çıkan işsizleri ise verimli üretim yapan firmalar istihdam etmeye başlamıştır. Bu durum, verimlilik artışının kısa dönemde işsizliği artırdığını uzun dönemde ise istihdama katkı sağladığını göstermektedir (DPT 2007:14). Türkiye de istihdamın artması ve işsizliğin azaltılması ancak istikrarlı yüksek büyüme oranlarıyla mümkün olabilecektir. Ancak yine de ekonomik büyümenin istihdamı tek başına artırması mümkün değildir. Türkiye de yatırım olanaklarının yetersizliği, kırsaldan kentlere göçün varlığı, hızlı nüfus artışı, işgücü piyasasındaki katılıklar ve verimlilikteki artış gibi nedenler istihdamın artmasının önündeki engeller olarak görülmektedir (Kara ve Duruel 2005: 373). Eğer uzun dönemde büyüme istihdama pozitif yönde katkı yapmazsa, bu durum Türkiye ekonomisi açısından önemli bir sorun olarak gündeme gelecektir (Kara ve Duruel 2005:374). Bu çalışmanın temel amacı; istihdam düzeyi, reel ücretler ve GSYH arasındaki ilişkiyi (başka bir ifade ile reel ücretler ile GSYH nin istihdam düzeyi üzerindeki etkisini) yani uzun dönemde değişkenler arasında anlamlı bir ilişkinin istatistiksel olarak var olup olmadığını test etmektedir. Bu amaçla Türkiye nin sanayi 2005:1-2013:2 dönemi verileri kullanılarak bir zaman serisi analizi yapılmıştır. Analizde ADF ve PP testi, ARDL eşbütünleşme testi ve Granger nedensellik testi kullanılmıştır. Çalışma 6 bölümden oluşmaktadır. İkinci bölümde istihdam, reel ücret ve GSYH değişkenleri arasındaki teorik ilişkiler açıklanacaktır. Üçüncü bölümde istihdam, reel ücret ve GSYH değişkenleri arasındaki ilişkiyi test eden daha önce yapılmış ampirik çalışmaların bulgularına değinilecektir. Dördüncü bölümde çalışmada uygulanacak yöntemin açıklaması yapılacaktır. Beşinci bölümde veriler ve ampirik sonuçlara yer verilecektir. Altıncı bölümde ise elde edilen sonuçlar değerlendirilerek yorumlanacaktır. 2. İSTİHDAM, REEL ÜCRET ve GSYH DEĞİŞKENLERİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN TEORİSİ İktisat teorisinde farklı iktisadi görüşlerin, istihdam ile reel ücret, istihdam ile GSYH arasındaki ilişkiyi farklı şekillerde açıkladıkları görülmektedir. Klasik İktisat Teorisine göre; ekonomi

4 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 126 daima tam istihdam düzeyinde dengededir. Ekonominin daima tam istihdam düzeyinde dengede olmasını ise görünmez el kuramıyla açıklamaya çalışmışlardır. Klasiklere göre; her arz kendi talebini yaratacağından ekonomi daima tam istihdamdadır. Çünkü görünmez el ekonomide fiyat istikrarını sağlayarak tam istihdamı oluşturabilecek bir nitelik arz etmektedir. Diğer bir ifade ile Klasiklere göre; hem fiyatların hem de parasal ücretlerin aşağı ve yukarı doğru esnek olması (yani parasal ücretler çok esnektir) dengeden uzaklaşan ekonominin tekrar tam istihdam düzeyinde dengeye gelmesini sağlamaktadır (Üsütnel 1988: 74, 90-91). Parasal ücretler çok esnek olunca emek piyasasında ortaya çıkan değişmelere parasal ücretler çok hızlı uyum sağlayacak ve emek piyasası hemen tam istihdam düzeyinde dengeye gelecektir. Ücretlerin çok esnek olması ekonomiye herhangi bir müdahalede bulunmadan emek piyasasında dengenin sağlanması için yeterli olmaktadır (Parkin 2010:662). Dolayısıyla Klasikler eğer emek piyasasında bir dengesizlik varsa ve bunun bir sonucu olarak ekonomide süreklilik arz eden bir işsizlik söz konusu ise bunun temel nedeninin emek piyasasındaki ücret katılığı olduğunu vurgulamaktadırlar (Özata ve Esen 2010:56; Törüner 2000:240). Klasik teoride emek arz ve talebi, reel ücretlerin bir fonksiyonudur. Emek talebi ile reel ücret arasında ters yönlü bir ilişki varken; emek arzı ile reel ücret arasında pozitif yönlü bir ilişki vardır. Dolayısıyla klasiklerin ortaya koyduğu fiyat esnekliği emek piyasasında, emek arzı ve emek talebinin kesiştiği noktada reel ücreti ve tam istihdam düzeyini belirleyecektir. Emek piyasasında belirlenen istihdam düzeyi ise daha sonra geliri belirleyecektir (Froyen 1993:214; Parkin 2010: ). Sonuçta reel ücretlerdeki bir azalma istihdamı artıracak, dolayısıyla emek piyasasında çalışmak isteyip de iş bulamayan kimse kalmayacaktır. Çünkü ücretler maliyetlere dâhil edildiğinden dolayı ücretlerdeki düşüş fiyatların da düşmesine neden olmakta, fiyatlardaki düşüş ise mallara olan talebi artırmaktadır. Mallara olan talep artışı ise işsizlerin yeniden işe alınmasına neden olarak yeniden istihdam hacminin genişlemesi sonucunu doğurmaktadır (Türkbal 2005:386; Üstünel 1980:181). Klasik iktisatçıların istihdamla ilgili problemleri göz ardı etmelerinin 2 temel nedeni bulunmaktadır. Birincisi mahreçler kanunu yani her arz kendi talebini yaratır prensibidir. Klasikler bu prensibe inanarak genel anlamda talep yetersizliğinin sistemin mantığına aykırı olduğuna inanmışlardır. İkincisi ise Klasikler kısmi işsizlik ve dengesizlik hallerini açıklamakta kullandıkları teori ve metotları genel işsizliğin açıklanmasında da kullanabileceklerini benimsemişlerdir. Klasik iktisatçılar talep yetersizliğinden kaynaklanan gayri iradi bir işsizliğin olabileceğini kabul etmemişlerdir (Üstünel 1990: ). Klasikler ve Neoklasikler işsizliğin azaltılması ve istihdamın artırılması için reel ücretlerin düşürülmesi gerektiğini, bunun sağlanması durumunda emeğin ucuzlayacağını ve bunun sonucunda da işverenin daha çok emeği istihdam edeceğini vurgulayarak reel ücret ile istihdam arasında yakın bir ilişkinin olduğunun ortaya koymaktadırlar. Klasik ve Neoklasiklerde reel ücret istihdamı belirlemektedir. Nedenselliğin yönü reel ücretlerden istihdama doğrudur. Klasik iktisatçıların ekonomi daima tam istihdam düzeyinde dengeye gelir görüşü 1929 yılında ortaya çıkan Büyük Dünya Buhranı ile tartışılmaya başlanılmış ve geçerliliğini kaybetmiştir. Çünkü bu buhranla birlikte birçok gelişmiş ülkede büyüme ve istihdamda azalma görülmüştür (Demir 1996:20). Bütün bu gelişmeler sonrasında yeni iktisat teorileri ortaya çıkmaya başlamış ve istihdam konusunun önemi gittikçe artmıştır yılında İngiliz iktisatçı J.M. Keynes istihdam faiz ve paranın genel teorisi isimli kitabı ile klasik teorinin fazla üzerinde durmadığı istihdam konusunu ön plana çıkarmıştır. Keynes klasiklerin devletin ekonomiye müdahalesine gerek kalmadan piyasa mekanizmasının ekonomiyi kendi kendine tam istihdam düzeyinde

5 127 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi dengeye getirecektir önermesinin geçerli olmadığını belirtmekte ve ekonominin eksik istihdamda olduğunu ortaya koymaktadır. Keynes de ekonomideki eksik istihdamın nedeni talep yetersizliğidir. Ekonomideki bu efektif talep yetersizliğini ortadan kaldırmak ve ekonominin tam istihdam düzeyinde dengeye gelmesi için devletin ekonomiye müdahalesi önerilmektedir (Keynes 1936; Froyen 1993: 89,92, 93, Üstünel 1988: ; Parkin 2010:663). Klasik görüşte fiyatların ve parasal ücretlerin aşağı ve yukarı doğru esnek olması dengeden uzaklaşan ekonominin tekrar tam istihdam düzeyinde dengeye gelmesini sağlamakta, dolayısıyla reel ücretler istihdamı belirlemekteydi. Ancak Keynesyen görüşte reel ücretle istihdam arasında böyle bir ilişki yoktur. Keynes de toplam arz eğrisini etkileyen en temel unsur, parasal ücretlerin aşağı doğru oldukça katı olmasıdır. Yani Keynesyen görüşte parasal ücretler esnek değildir. Parasal ücretlerin katılığının nedeni ücretlerin piyasalar yerine uzun dönem sözleşmelerle belirlenmesi olarak ortaya konmuştur. Dolayısıyla parasal ücretleri düşürmek mümkün değildir. Parasal ücretler düşürülemediği için ekonomi resesyonda çakılıp kalmakta ve tekrar tam istihdam düzeyinde dengeye gelememektedir (Parkin 2010:663). Keynes ekonominin eksik istihdam seviyesinde de dengede olacağını ifade etmektedir. Yani eksik istihdam seviyesinde de toplam arz ve talep eğrisi kesişebilir ve bu durumda ekonomide gayri iradi işsizlik söz konusu olabileceği gibi piyasa mekanizması bu işsizliği kendiliğinden ortadan kaldıramaz. Dolayısıyla bu eksik istihdam seviyesinde de ekonomi ve piyasa işleyişine devam edebilir (Üstünel 1990:183, 188,189). Yeni Keynesyen görüşte sadece parasal ücretler değil aynı zamanda mal ve hizmet fiyatları da çok katıdır. Keynes de emek talebi reel ücretin bir fonksiyonudur ve emek talebi ile reel ücret arasında ters bir ilişki vardır. Ancak emek arzı parasal ücretlerin bir fonksiyonudur ve parasal ücretler ise sabittir. Dolayısıyla hiçbir piyasa hiçbir şekilde kendiliğinden dengeye gelemeyecektir (Parkin 2010:663, Froyen 1993). Dolayısıyla ücretlerin düşürülmesi ile işsizliği azaltmak ya da istihdamı artırmak mümkün değildir. Şöyle ki ekonomide üretim fazlası ve işsizlik varken, bu 2 sorunu çözmek için ücretleri (ki işverenler için bir maliyet kaynağıdır) düşürerek maliyetleri dolayısıyla fiyatları düşürüp üretim fazlasını eritmek ve istihdamı artırarak işsizliği ortadan kaldırmak hedeflenebilir. Ancak ücretlerdeki azalış çok önemli bir alıcı grubunun satın alma imkânını daraltarak toplam talebi azaltmakta ve ekonominin yine üretim fazlası ve işsizlikle karşı karşıya kalması sonucunu doğurabilir (Üstünel 1990: 182). Keynes, ekonomideki eksik istihdamın varlığını efektif talep yetersizliğine bağlamaktadır. Şöyle ki Keynes istihdam seviyesinin efektif talebe yani gelir ve harcamalara bağlı olduğunu ortaya koymaktadır. Bu çerçevede efektif talep bir ekonomide filen satın alma gücü ile desteklenmiş talepler toplamı olarak ifade edilmektedir. Dolayısıyla ekonomide gelirler yüksek ise istihdam seviyesi de yüksek olacaktır; gelirler az ise istihdam seviyesi de az olacaktır. Bir ekonomideki gelir seviyesi ise o ekonomide yapılan tüketim, yatırım ve devlet harcamalarının toplam seviyesine bağlıdır (Üstünel 1990: ,208) Kısacası Keynesyen teoride gelirler yüksek olunca harcamalar yüksek olacak, harcamalar yüksek olunca da ekonomide efektif talep artacaktır. Bu durumda gerek özel kesim gerekse de devlet tarafından yapılacak harcamalar ekonomideki üretim ve gelir düzeyini ve dolayısıyla da istihdam düzeyini belirlemiş olmaktadır. Bu açıdan bakıldığında Klasiklerin aksine Keynes de her talep kendi arzını yaratmaktadır. Keynes ekonomide tam istihdam seviyesine ulaşılmak isteniyorsa, devletin efektif talep yetersizliğini ortadan kaldıracak şekilde ekonomiye para ve maliye politikaları ile müdahale etmesi gerektiğini belirtmektedir (Üstünel 1990: ; Parkin 2010:663).

6 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 128 Keynes, Klasiklerin aksine reel ücretlerdeki düşüşün istihdamı artırmayıp tam tersine istihdamı azaltacağını ortaya koymaktadır. Çünkü Keynes e göre; ücretler efektif talebin en önemli bileşenidir. Dolayısıyla reel ücretlerdeki düşüş tüketim harcamalarında azalmaya neden olarak efektif talepte daralmaya yol açacak ve bu ise ekonomideki üretim düzeyinin düşmesine neden olarak istihdamı azaltacaktır. Keynesyenler Klasiklerin aksine özellikle ekonominin durgunluk dönemlerinde sabit ücretlerin (ücret katılığı) ekonomi üzerinde istikrar sağlayıcı rolünü ön plana çıkarmışlardır. Şöyle ki işsizliğin fazla olduğu durgunluk dönemlerinde ücretlerin düşürülmemesi, efektif talep üzerinde olumlu etki yaratarak ekonominin daha da kötüye gitmesinin önünü kesebileceği gibi ekonomide bir takım olumlu gelişmelerin ortaya çıkmasına da zemin hazırlayabilir (Özata ve Esen 2010:57). Diğer yandan Keynes, azalan verimler yasasının geçerli olması durumunda; istihdam artışının emeğin marjinal ürününü azaltacağını ve bunun bir sonucu olarak emeğin üretimden alacağı pay olan reel ücretin düşeceğini ortaya koymaktadır. Bu çerçevede ele alındığında gelirler artınca efektif talep artacak, efektif talepteki artış ise üretim ve gelir düzeyini dolayısıyla da istihdam düzeyini artıracaktır. İstihdamdaki artış ise azalan verimler yasasının geçerliliği altında reel ücretleri azaltacaktır. Dolayısıyla Klasiklerin aksine Keynesyen görüşte reel ücretler istihdamı değil, istihdam reel ücretleri belirlemektedir. Dolayısıyla reel ücretler ile istihdam arasındaki nedenselliğin yönüne bakıldığında; Keynes de nedenselliğin yönü istihdamdan reel ücretlere doğru olmaktadır (Özata ve Esen 2010:57). 3. İSTİHDAM, REEL ÜCRET ve GSYH ARASINDAKİ İLİŞKİ İLE İLGİL AMPİRİK ÇALIŞMALAR Russell ve Tease 1988 yılında Avustralya ya yönelik yapmış olduğu çalışmada 1970 lerin ortası ile 1980 lerin başına kadar olan verileri kullanarak reel ücretler ile istihdam arasındaki ilişkiyi incelemişlerdir. Çalışma sonucunda reel ücretlerin istihdam üzerinde önemli bir etkisinin olduğunu yani reel ücretlerdeki düşüşün istihdamı artırdığı sonucuna ulaşmışlardır (Russell ve Tease 1988). Nymoen 1989 yılında Norveç imalat sanayinin 1967:1-1986:4 çeyrek dönemlik verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını analiz etmişlerdir. Çalışmada Engle-Granger eşbütünleşme yöntemi kullanılmak suretiyle reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında uzun dönemli bir ilişkinin olmadığı sonucuna varmışlardır (Nymoen 1989: ). Darby ve Wren-Lewis 1993 yılında İngiltere ye yönelik yapmış oldukları çalışmada yıllık ve üçer aylık verileri kullanmak suretiyle reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışmada eşbütünleşme tekniklerini kullanarak reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olmadığı sonucu elde etmişlerdir (Darby ve Wren-Lewis 1993: ). Carruth ve Schnabel 1993 yılında Batı Almanya ya yönelik yapmış oldukları çalışmada, dönemi verilerini kullanarak ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışma sonucunda söz konusu dönemde ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişki olduğu sonucuna varmışlardır (Carruth ve Schnabel 1993: ). Smith ve Hagan 1993 yılında Avusturya ya yönelik yapmış oldukları çalışmada, 1971:1-1988:4 dönemi verilerini kullanarak istihdam, hasıla fiyatlar ve ücretler arasında uzun dönemli bir ilişki

7 129 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi olup olmadığını Johansen eşbütünleşme testini kullanarak analiz etmişlerdir. Çalışma sonucunda ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu tespit edilmekle birlikte ilişkinin yönünün ücretlerden istihdama doğru olduğu sonucuna varılmıştır (Smith ve Hagan 1993: ). Arestis ve Mariscal 1994 yılında İngiltere ye yönelik çalışmada İngiltere de 1966:1-1992:2 dönem verilerini kullanarak, ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışmada Engle-Granger ve Johansen eşbütünleşme testini kullanarak ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli istikrarlı bir ilişkinin olduğunu ortaya koymuşlardır (Arestis ve Mariscal 1994: ) Nymoen 1994 yılında Finlandiya imalat sanayinin dönemi verilerini kullanmak suretiyle reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığını analiz etmişlerdir. Çalışma sonucunda iki değişken arasında uzun dönemli anlamlı bir ilişkinin varlığına ulaşılamamıştır (Nymoen 1994). Metin ve Üçdoğruk 1998 yılında Türk İmalat Sanayinin dönemi verilerini kullanmak suretiyle ücret-fiyat-istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olup olmadığını eşbütünleşme testi ile analiz etmişlerdir. Çalışma sonucunda ücretlerin dolaylı olarak fiyat ve istihdamdaki değişmelere bağlı olduğu ve reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında bir ilişkinin olduğu ve bu ilişkinin yönünde istihdamda reel ücretlerin doğru olduğu ortaya konmuştur. Dolayısıyla çalışma sonucu Keynesyen önermeyi desteklemektedir (Metin ve Üçdoğruk 1998: ). Bender ve Theodossiou 1999 yılında 10 OECD ülkesine yönelik yapmış oldukları çalışmada dönemi verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını incelemişlerdir Çalışmada hem Engle-Granger ve hem de Johansen eşbütünleşme yöntemi kullanılmış ve sonuçta iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin olmadığı sonucuna varılmıştır. Ancak Engle-Granger eşbütünleşme yöntemi Kanada için iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğunu ortaya koyarken, Johansen yöntemi Kanada için iki değişken arasında hiçbir eşbütünleşme ilişkisi olmadığını göstermiştir (Bender ve Theodossiou 1999: ). Al-Ghannam 2005 yılında Suudi Arabistan ekonomisine yönelik olarak yaptığı çalışmada yıllık verilerini kullanarak özel Suudi firmalardaki ekonomik büyüme ile istihdam arasındaki ilişkiyi eşbütünleşme testi ve Granger nedensellik testi ile analiz etmiştir. Çalışma sonucunda değişkenler arasında uzun dönemde eşbütünleşme ilişkisi olduğu ve büyümeden istihdama kısa ve uzun dönemde tek yönlü nedensellik ilişki olduğu tespit edilmiştir (Al- Ghannam 2003:1-19). Suedekum ve Blien 2004 yılında Batı Almanya ya yönelik yapmış oldukları çalışmada, 1974:1-1988:4 dönemi verilerini kullanarak istihdam, hasıla, fiyatlar ve ücretler arasındaki uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını Johansen eşbütünleşme yöntemini kullanarak analiz etmişlerdir. Çalışma sonucunda ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli ilişki olduğu tespit edilmekle birlikte, ilişkinin yönünün ise negatif olduğu yani ücretlerdeki bir artışın istihdamı azalttığı sonucuna varılmıştır (Suedekum ve Blien 2004). Christopoulos 2005 yılında Avrupa Birliği nin 12 ülkesinin dönemine ait yıllık verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını araştırmışlardır. Çalışma sonucunda bu 2 değişken arasında uzun dönemli bir ilişki tespit edilememiştir (Christopoulos 2005: 25-32). Jayaraman ve Singh 2007 yılında Fiji ekonomisine yönelik yapmış olduğu çalışmada yabancı doğrudan yatırımlar, GSYH ve istihdam arasındaki uzun dönemli ilişki olup olmadığını

8 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 130 incelemişlerdir. Elde edilen sonuç istihdamın yabancı doğrudan yatırımlardan ve GSYH den olumlu yönde etkilendiğini ortaya koymuştur (Jayaraman ve Singh 2007). Arısoy 2008 yılında Türkiye ekonomisine yönelik yapmış olduğu çalışmada yıllık verilerini kullanarak GSMH, reel sinai üretim değeri, çalışan kişi başına düşen reel sinai üretim değeri, sanayi sektörü istihdamı ve sanayi sektörü dışındaki sektörlerdeki istihdam değerlerini kullanarak Türkiye nin sanayi sektörünün iktisadi büyüme ile olan ilişkisini incelemiştir. Çalışmada eşbütünleşme testi ve nedensellik testi kullanılmıştır. Çalışma sonucunda iktisadi büyümenin sanayi sektörü üretimini artırdığı ortaya konmuştur (Arısoy 2008: 1-31). Aspergis ve Theodossiou 2004 yılında 10 OECD ülkesine yönelik yapmış oldukları çalışmada dönemi verileri kullanılarak reel ücretler ile istihdam arasındaki uzun dönemli ilişkiyi araştırmışlardır. Çalışmada panel eşbütünleşme ve nedensellik testi uygulanmış ve çalışma sonucunda reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğu sonucuna varılmıştır. Ancak çalışmada Neoklasiklerin ortaya koyduğu ücretlerdeki düşüş istihdamı artırır artırır görüşü reddedilmektedir. Aksine, Keynes in ifade ettiği gibi talepteki bir artış istihdam düzeyini artırmak suretiyle reel ücretleri azaltır görüşünü desteklemektedir (Aspergis ve Theodossiou 2004: 40-50). Özata ve Esen 2010 yılında yaptıkları çalışmada, Türkiye de 1988:1 den 2008:4 e kadar ki çeyreklik dönemlik özel imalat sanayi verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışmada eşbütünleşme ve nedensellik testleri uygulanmış ve çalışma sonucunda reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğu saptanmıştır. Elde edilen sonuç Neoklasik İktisatçıların görüşünü destekler yönde çıkmıştır (Özata ve Esen 2010: 55 70). Güven, Mollavelioğlu ve Dalgıç 2011 yılında yaptıkları çalışmada, Türk imalat sanayinin dönemine ait verilerini kullanarak asgari ücret ve istihdam arasındaki eşbütünleşme ilişkisi ile nedensellik ilişkisini olup olmadığını araştırmışlardır. Elde edilen sonuca göre; istihdam ile asgari ücret arasında eşbutünleşme ilişkisi yoktur. Ayrıca asgari ücret uygulamasının istihdamdaki değişmelerin bir nedeni olmadığı tespit edilmiştir (Güven, Mollavelioğlu ve Dalgıç 2011: ). 4.YÖNTEM Bu çalışmada, istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki uzun dönemli ilişki ve bu ilişkinin nedenselliğine bakılmıştır. Değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin araştırılması amacıyla Sınır Eşbütünleşme Testi, nedensellik ilişkisinin araştırılmasın da ise Granger Nedensellik Testi kullanılmıştır. Sınır eşbütünleşme testi olarak ta bilinen ARDL testi, Engle-Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen-Juselius (1990) tarafından geliştirilen eş-bütünleşme testiyle karşılaştırıldığında daha kullanışlı olduğu kabul edilmektedir. Söz konusu testlerde analize dahil edilen serilerin düzeyde birim kök içermesi ve farkı alındığında aynı derecede bütünleşik olması gerekmektedir. Dolayısıyla serilerden biri ya da bir kısmı düzeyde durağan ise eşbütünleşme ilişkisi araştırılamaz. Oysa Pesaran ve ark. (2001) tarafından geliştirilen ARDL testinde böyle bir kısıtlama yoktur. Serilerin durağanlık düzeyleri farklı olsa bile eşbütünleşme ilişkisinin olup olmadığı test edilebilir. Diğer yandan sınır eşbütünleşme testi küçük gözlem sayısı olan verilerde daha iyi çalışmaktadır (Narayan and Narayan, 2004:25, Pesaran ve ark. 2001). Ele aldığımız değişkenlere ait seriler arasında bir eşbütünleşme ilişkisinin yani değişkenler arasında uzun dönemde bir ilişki bulunup bulunmadığını ortaya koymak amacıyla ARDL eşbütünleşme testi kullanılmıştır.

9 131 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi ARDL SINIR TEST YAKLAŞIMI Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkilerinin belirlenmesi için uzun dönem ilişkinin varlığı eş-bütünleşme testiyle yapılır. Eş-bütüleşme testi, Engle-Granger (1987); Johansen (1988) ve Johansen-Juselius (1990); ve Pesaran ve ark. (2001) geliştirmiş olduğu yöntemlerle yapılabilmektedir. Bu çalışmada sahip olduğu avantajlardan dolayı Pesaran ve ark. (2001) nın geliştirmiş olduğu ARDL modeli kullanılacaktır. ARDL modelinde değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin varlığı Denklem 1 le gösterilmiştir. p lnistihdam t = β 0 + β 1i lnistihdam t i + β 2i lnreelücret t i p i=1 + β 3i GSYH t i + λ 1 lnistihdam t 1 + λ 2 lnreelücret t 1 i=0 + λ 3 lngsyh t 1 + ε t (1) p i=0 Denklem 1 deki ε t hata terimini ve Δ birinci fark operatörünü göstermektedir. İstihdam düzey, reel ücretleri ve geliri sırasıyla İSTİHDAM, REELÜCRET ve GSYH değişkenleri temsil etmektedir. Denklemde gecikme uzunluğunun seçiminde AIC veya SC gibi ölçütler kullanılır. Uygun gecikme uzunluğu belirlendikten sonra hata teriminin otokorelasyonuna bakılır. Hata teriminin en uygun gecikme uzunluğunda otokorelasyon içermiyorsa F-testi (Wald) ile değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığı test edilir. Test istatistiğinde Pesaran ve ark. (2001) veya Narayan (2005) test istatistikleri kullanılabilir. Pesaran ve ark. (2001) ARDL yönteminin geliştirmiş olmasına rağmen Narayan (2005) daha küçük gözlemler için gözlem sayısına göre test istatistiği geliştirmiştir GRANGER NEDENSELLİK TESTİ Uygulamalı ekonometrik çalışmalarda değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin tespit edilmesi için en sık kullanılan test; Granger (1969, 1988) tarafından geliştirilen Granger nedensellik testidir. Eğer değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisi yoksa regresyon analizinin sonuçları istatistiksel olarak anlamlı olsa bile iktisadi açıdan bir anlam ifade etmeyecektir. Değişkenlerin nedensellik ilişkilerini belirlemek için Denklem 2 ve Denklem 3 kullanılır. p p j=1 j=1 (2) X t = A 11,j X t j + A 12,j Y t j + e 1,t p p j=1 j=1 (3) Y t = A 21,j Y t j + A 22,j X t j + e 2,t Granger nedensellik testi, Denklem 2 deki bağımsız değişken olan Y t nin gecikmeli değerlerinin katsayılarının grup halinde (tüm A 12 ler) sıfıra eşit olup olmadığı test edilerek yapılmaktadır. Burada kullanılan test F testi (Wald test) dir. Denklem 2 de tüm A 12 katsayıları belirli bir anlamlılık düzeyinden sıfırdan farklı bulunursa, Y nin X in nedeni olduğu sonucuna varılır. Başka bir ifadeyle eğer e 1 in varyansı, Denklem 2 deki Y teriminin eklenmesiyle azalıyorsa, Y nin X in Granger nedeni olduğu söylenir. Aynı şekilde Denklem 3 de tüm A 22 katsayıları belirli bir anlamlılık düzeyinde sıfırdan farklı bulunursa bu sefer X nin Y in nedeni olduğunu

10 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 132 göstermektedir. Başka bir söylemle, Denklem 3 de X in eklenmesiyle e 2 nin varyansı azalıyorsa X in Y nin Granger nedeni olduğu söylenir. Eğer denklem 2 ve denklem 3 e ilişkin analiz sonuçlarında A 12 ve A 22 katsayıları eş anlı olarak anlamlılarsa Y ile X arasında karşılıklı bir nedensellik ilişkisi var demektir. Ancak sadece Denklem 2 deki A 12 katsayıları sıfırdan farklı ise Y den X e doğru tek yönlü, sadece Denklem 3 deki A 22 katsayıları sıfırdan farklı ise X den Y e doğru tek yönlü nedensellik vardır. Hem A 12 hem de A 22 katsayılarının sıfırdan farklı olmaması durumunda ise X ile Y değişkenleri arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi yok demektir. 5.VERİLER ve AMPİRİK SONUÇLAR Bu çalışmada; Türkiye ekonomisinde istihdam, reel ücret ve GSYH değişkenleri arasındaki uzun dönemli ilişki ile nedensellik ilişkisi ortaya konmaya çalışılmıştır. Çalışmada kullanılan orijinal veriler, 2005:1-2013:2 dönemine ait üçer aylık 1998 yılı sabit fiyatlarıyla GSYH (Gayri Safi Yurt İçi Hasıla), istihdam için sanayi üretiminde istihdam edilenlere ait aylık veriler üçer aylık verilere dönüştürülerek oluşturulmuş ve reel ücret için ise sanayideki üçer aylık nominal ücret endeksinin üçer aylık TÜFE endeksi ile deflate edilmesi ile elde edilmiştir. TÜFE endeksi ise aylık TÜFE verilerinin üçer aylık verilere dönüştürülmesi ile elde edilmiştir. Çalışmada, GSYH, sanayide istihdam edilenler ve sanayideki nominal ücret endeksi TÜİK web sayfasından, TÜFE endeksi ise Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası, Elektronik veri dağıtım sisteminden temin edilmiştir. Söz konusu serilerde mevsimselliğin etkisi önemli görüldüğünden, mevsimsel olarak düzeltilmişlerdir. Sadece sanayi üretiminde istihdam edilenler serisinde mevsimsel olarak düzeltmeye gidilmemiştir. Çünkü söz konusu seri TÜİK web sayfasından alınırken mevsimsel etkilerden arındırılmış halde alınmıştır. Çalışmada söz konusu İSTİHDAM, REELÜCRET ve GSYH nin doğal logaritması alındıktan sonra analiz yapılmıştır BİRİM KÖK TESTİ Çalışmada kullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadıklarını test etmek için Genişletilmiş Dickey Fuller (ADF) (1981) ve Phillips Perron (PP) (1988) birim kök testleri uygulanmıştır. Yapılan birim kök testleri sonucunda İSTİHDAM, REELÜCRET ve GSYH değişkenlerinin düzeyde durağan olmadıkları sonucuna varılmıştır. Bunun sonucunda her üç değişkenin birinci farkları alınarak aynı testler tekrarlanmıştır. Sadece Reel Ücret serisi ADF testine göre farkta durağan değil ama PP test sonucuna göre durağan görünmektedir. PP testi serideki kırılmayı da dikkate aldığından karar verilirken PP test sonucu dikkate alınmıştır. Tablo 1 de istihdam, reel ücret ve GSYH değişkenlerine ait serilerin ADF ve Phillips Perron birim kök test sonuçları verilmektedir.

11 133 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi Tablo 1: ADF ve Phillips Perron Birim Kök Testi Sonuçları ADF PP Değişkenler Düzey/Fark Sabit Sabit ve Trend Sabit Sabit ve Trend SONUÇ İSTİHDAM REEL ÜCRET GSYH Düzey Birinci Fark ** ** ** ** Düzey Birinci Fark * * Düzey Birinci Fark ** ** ** ** I(1) I(1) I(1) **, %1 ve *, %5 Düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı olduğunu göstermektedir SINIR EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ Sınır eşbütünleşme testinin uygulanması için öncelikle yukarıda verilen Denklem 1 kullanılmak suretiyle optimum gecikme uzunluğu AIC ve SC kriterleri kullanılmak suretiyle 4 olarak bulunmuştur. Gecikme uzunluğunun belirlenmesinden sonra değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisinin test edilmesi sürecine geçilmiştir. Sınır eşbütünleşme testi yaklaşımında değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisi sıfır (H 0= λ 1 =λ 2 = λ 3 =0) hipotezinin test edilmesiyle yapılmaktadır. H 0 hipotezinin kabulü veya reddi F testi ile ortaya konmaktadır. Elde etmiş olduğumuz F-istatistiğinin Narayan (2005) de belirtilen üst kritik değerinden yüksek olduğu görülmektedir. Bu sonuç bize H 0 hipotezinin reddedildiğini ve değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisinin olduğunu ortaya koymaktadır. Tablo 2 de uzun dönem eşbütünleşme ilişkisinin test sonuçları verilmektedir. Tablo 2: Uzun Dönem Eşbütünleşme İlişkisinin Test Sonuçları Model F-ist. Gecikme Uzunluğu Eşbütünleşme İlişkisinin Varlığı (%5) F(İSTİHDAM REELÜCRET, GSYH) 9,49 4 VAR Notlar Maksimum gecikme uzunluğu gözlem azlığı nedeniyle olarak 4 alınmış ve en uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesinde AIC ve SC kriterleri birlikte kullanılmıştır. Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon LM Test istatistiğine göre 4 gecikmeye kadar hata teriminin serisel korelasyonu bulunmamaktadır. %5 anlamlılık düzeyinde alt ve üst kritik sınır değerleri sırasıyla 5,45 ve 6,57 olup, Narayan (2005) case (III) den alınmıştır GRANGER NEDENSELLİK TESTİ

12 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 134 Bu şekilde eşbütünleşme ilişkisinin varlığı tespit edildikten sonra, şimdi sıra değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkisinin araştırılması aşamasına gelinmiştir. Değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisi bulunmuşsa, yapılacak nedensellik testinde tek ve/veya çift yönlü nedensellik ilişkisinin bulunması gerekmektedir. Ancak uzun dönemli eşbütünleşme testi sonucunda uzun dönemli değişkenler arasında ilişki bulunduktan sonra Granger nedensellik testi yapılması anlamlıdır. Ancak eşbütünleşme testi sonucunda değişkenler arasında uzun dönemli ilişki bulunmamışsa ve Granger nedensellik testi sonucunda nedensellik ilişkisi bulunmuşsa bu iktisadi açıdan bir anlam ifade etmemektedir. Tablo 3 de istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki Granger nedensellik testi sonuçları verilmiştir. Gecikme Uzunluğu Değişkenler İSTİHDAM GSYH GSYH İSTİHDAM REELÜCRET GSYH GSYH REELÜCRET REELÜCRET İSTİHDAM +* İSTİHDAM REELÜCRET SONUÇ YOK VAR YOK VAR VAR YOK *, %10 düzeyinde, diğerleri %5 veya %1 düzeyinde anlamlıdır. Tablo 3 den de görüldüğü gibi Granger nedensellik testi sonuçlarına göre GSYH den istihdama doğru tek yönlü güçlü bir nedensellik ilişkisi saptanmıştır. Bu sonuç bize GSYH deki değişmenin istihdamda değişikliklere neden olacağını ancak istihdamın GSYH ye neden olmadığı şeklindeki sıfır hipotezinin ise reddedildiğini göstermektedir. Reel ücret ile istihdam arasındaki nedensellik ilişkisine bakıldığında ise reel ücretten istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüştür. Bu ise reel ücretteki değişimin istihdamda değişime neden olduğunu; ancak istihdamın reel ücrete neden olmadığı şeklideki sıfır hipotezinin reddedildiğini ortaya koymaktadır. Nedensellik testi sonuçlarından bir diğeri ise; GSYH den reel ücrete doğru tek yönlü ancak kısa dönemli bir ilişki vardır; yani kısa dönemde GSYH de meydana gelecek olan değişme reel ücrette değişmeye neden olacaktır. Ancak bu sonuç bize istihdamın reel ücrete neden olmadığı şeklindeki sıfır hipotezinin reddedildiğini göstermektedir.

13 135 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi 6. SONUÇ Çalışmada öncelikle istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki ilişkinin teorisi verilmiştir. Klasik görüşe göre; ekonomi daima tam istihdamdadır. Ekonominin tam istihdam düzeyinde dengede olmasının nedeni emek piyasasında ücretlerin, mal ve hizmetler piyasasında ise fiyatların esnek olmasına bağlanmaktadır. Dolayısıyla emek piyasasında bir dengesizlik olunca ücretler ve fiyatlardaki esneklik emek piyasanın kendi kendine dengeye gelmesini sağlayacaktır. Emek piyasasında elde edilen istihdam ise daha sonra ekonomideki gelir düzeyini belirlemektedir. İstihdamdaki artış gelirde artışa neden olacaktır. Çünkü Klasiklerde her arz kendi talebini yaratmaktadır. Klasiklerde emek piyasasında ortaya çıkan reel ücret istihdamı belirlemektedir. İstihdam ise daha sonra gelir düzeyini belirlemektedir. Yani reel ücret düşerse istihdam artmakta, istihdamdaki artış ise geliri artırmaktadır. Ancak Keynes ekonominin daima tam istihdamda olmadığını ortaya koyarak dikkatleri istihdam konusu üzerine çekmiştir. Keynesyen görüşte ekonomide eksik istihdam vardır. Eksik istihdamın nedeni ise efektif talep yetersizliğiydi. Dolayısıyla efektif talep artarsa istihdam da artacaktır. Çünkü efektif talepteki artış üretimi sonrasında geliri artıracaktır. Gelirdeki artış ise istihdam da artışa neden olacaktır. Çünkü Keynesyen teoride her talep kendi arzını yaratmaktadır. Keynes de mal ve hizmetler piyasasında elde edilen gelir düzeyi istihdamı belirlemektedir. İstihdam ise daha sonra emeğin marjinal verimliliğini etkilemek suretiyle reel ücreti belirlemektedir. Yani toplam talebe bağlı olarak toplam arz artarsa gelir düzeyi artmakta gelirdeki artış ise istihdamı artırmaktadır. İstihdamdaki artış ise daha sonra emeğin marjinal verimliliğini azaltmak suretiyle reel ücreti azaltmaktadır. Çalışmanın ikinci aşamasında ise Türk sanayinde istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı ve değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisi, Türk sanayinin 2005:1-2013:2 dönemine ait üçer aylık verileri kullanılarak analiz edilmiştir Analizde öncelikle değişkenlerin durağanlık yapısı araştırılmıştır. Daha sonra Sınır eşbütünleşme testi ile değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisinin olduğu ortaya konmuştur. Analiz sonucunda istihdam, reel ücret ve GSYH arasında uzun dönemli bir ilişki tespit edilmiştir. Granger nedensellik analizi istihdam ile GSYH arasında GSYH dan istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi vardır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Keynesyen görüşü desteklemektedir. Buna göre; GSYH daki artış istihdamı artıracaktır. İstihdam ile reel ücret arasındaki ilişkide ise reel ücretten istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi saptanmıştır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Neoklasik iktisatçıların görüşünü desteklemektedir. Başka bir ifade ile reel ücretlerdeki bir azalma istihdam düzeyini artıracaktır. Reel ücret ile GSYH arasındaki ilişkiye bakıldığında ise GSYH dan reel ücrete doğru tek yönlü kısa dönemli bir ilişki bulunmaktadır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Keynesyen görüşü desteklemektedir. Buna göre; GSYH artınca reel ücret azalmaktadır.

14 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 136 KAYNAKLAR AL-GHANNAM, H. A., (2005), The Relationship between Economic Growth and Employment in Saudi Private Firms, King Saud University, Riyadh, Saudi Arabia WP:1-19 file:///c:/documents%20and%20settings/xp/belgelerim/downloads/the_relationshi p_between_economic_growth_and_empl.pdf APERGIS, N.; THEODOSSIOU, I., (2008), The Employment-Wage Relationship: Was Keynes right afterall?, American Review of Political Economy, 6, 1, ARESTIS, P.; MARISCAL, I.B.F., (1994), Wage Determination in the UK: Further Empirical Results Using Cointegration, Applied Economics, 26, ARISOY, İ., (2008), Türkiye de Sanayi Sektörü İktisadi Büyüme İlişkisinin Kaldor Hipotezi Çerçevesinde Test Edilmesi, Türkiye Ekonomi Kurumu, Tartışma Metni 2008/1, BENDER, K.; THEODOSSIOU, I., (1999), The Real Wage-Employment Relationship, Journal of Post Keynesian Economics, 21, CARRUTH, A.; SCHNABEL, C., (1993), The Determination of Contract Wages in West Germany, Scandinavian Journal of Economics, 95, CHRISTOPOULOS, D. K., (2005), A Note on the Relationship Between Real Wages and Employment: Further Evidence from Panel Cointegration Tests, Journal of Economic Studies, 32, 1, DARBY, J.; WREN-LEWIS, S., (1993), Is There a Cointegration Vector for UK Wages?, Journal of Economic Studies, 20, DEMİR, Ö., (1996), Kurumcu İktisat, Ankara: Vadi Yayınları. DICKEY, D.A.; FULLER, W. A., (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root, Econometrica, 49, DPT, (2007), Dokuzuncu Kalkınma Planı. Ankara: DPT Yayınları. ENGLE, R.F.; GRANGER, C.W.J.I., (1987), Co-integration and error correction: representation, estimation, andtesting, Econometrica, 55, 2, FROYEN, R. T., (1993), Macroeconomics, Theories and Policies, 4th ed, New York : Macmillan; Toronto: Maxwell Macmillan Canada; New York: Maxwell Macmillan International. GRANGER, C.W.J., (1969), Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-Spectral Methods, Econometrica, 37, 3, GRANGER, C.W.J., (1988), Some Recent Developments in a Concept of Causality, Journal of Econometrics,, 9, GÜRKAN, H., (2006), Ekonomik Büyüme ve Küresel Ekonomi Bursa: Ekin Kitapevi. GÜVEN, A.; MOLLAVELİOĞLU, Ş.; DALGIÇ, B.Ç., (2011), Asgari Ücret İstihdamı Artırır mı? Türkiye Örneği, ODTÜ Gelişme Dergisi, 38,

15 137 Türkiye de Reel Ücret ve Gsyh nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi JAYARAMAN, T.K.; SINGH, B., (2007), Foreign Direct Investment and Employment Creation in Pacific Island Countries: An empirical study of Fiji,Asia-Pacific Research and Training Network on Trade Working Paper Series, No. 35, May 2007, JOHANSEN, S., (1988), Statistical Analysis of Cointegrating Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control, 12, JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K., (1990), Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Application to the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economic and Statistics, 52, KARA, M.; DURUEL, M., (2005), Türkiye de Ekonomik Büyümenin İstihdam Yaratmama Sorunu, Sosyal Siyaset Konferansları, 50, KEYNES, J. M., (1936), The General Theory of Employment, Interestand Money, Harcourt, New York. METİN, K.; ÜÇDOĞRUK, Ş., (1998), Türk İmalat Sanayii nde Uzun Dönem Ücret-Fiyat- İstihdam İlişkilerinin Ekonometrik Olarak İncelenmesi, Çukurova Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 8, 1, NARAYAN, P.; NARAYAN, S., (2004), Estimating Income and Price Elasticities of Imports for Fiji in a Cointegration Framework, Economic Modelling, 22, NARAYAN, P.K., (2005), The Saving and Investment Nexus for China: Evidence from Cointegration Tests, Applied Economics, 37, NYMOEN, R., (1989), Wages and the Length of the Working Day: An Empirical Test Based on Norwegian Quarterly Manufacturing Data, Scandinavian Journal of Economics, 91, NYMOEN, R., (1994), Finnish Manufacturing Wages : Real-Wage Flexibility and Hysteresis, N.R. Ericsson ve J.S. Irons ed., Testing Exogeneity, Oxford UniversityPress, Oxford. ÖZATA, E.; ESEN, E., (2010), Reel Ücretler İle İstihdam Arasındaki İlişkinin Ekonometrik Analizi, Anadolu University Journal of Social Sciences. 10, 2, PARKIN, M., (2011), İktisat, Dokuzuncu Baskı, (Ö. Uzun, S Demir, S. Güneş ve Ş. Sezgin Çev.).Akademi Yayıncılık, Addison Wesley, Ekim 2011 Kod: PERRON, P., (1989), The Great Crash, the Oil Price Shock and the Unit Root Hypothesis, Econometrica, 57, PESARAN, M.; SHIN, Y.: SMITH, R. J., (2001), Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships, Journal of Applied Econometrics, 16, PHILLIPS, P.C.B; PERRON, P., (1988), Testing for a Unit Root in Time Series Regression, Biometrika, 75, RUSSELL, B.; TEASE, W. J., (1988), Employment, Output and Real Wages, Research Discussion Paper, RDP 8806, Federal Reserve Bank of Australia.

16 Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk 138 SMITH, J.; HAGAN, J., (1993), Multivariate Cointegration and Error Correction Models: An Application to Manufacturing Activity in Australia, Scottish Journal of Political Economy, 40, SUEDEKUM, J.; BLIEN, U., (2004), Wages and Employment Growth: Disaggregated Evidence for West Germany, Discussion Paper 1128, Institute for the Study of Labour. TUNALI, İ., (2004), İstihdam Durum Raporu: Türkiye de İşgücü Piyasası ve İstihdam Araştırması. Ankara: Türkiye İş Kurumu Yayınları. TÖRÜNER, M., (2000), Çalışma Ekonomisi, Eskişehir: T.C Anadolu Üniversitesi Yayınları. TÜRKBAL, A., (2005), İktisada Giriş, 2.Basım, İstanbul: Aktif Kitabevi. ÜSTÜNEL, B., (1988), Ekonominin Temelleri, Beşinci Baskı, Ankara.