Türkiye İmalat Sanayii nde Uzun Dönem Kar Maksimizasyonu ve Rasyonalizm

Transkript

1 T.C. DOKUZ EYLÜL ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ GENEL İKTİSAT YÜKSEK LİSANS PROGRAMI UYGULAMALI İKTİSAT DÖNEM ÖDEVİ Türkiye İmalat Sanayii nde Uzun Dönem Kar Maksimizasyonu ve Rasyonalizm Avni Önder Hanedar Danışman Prof. Dr. Utku Utkulu İzmir-2005

2 İÇİNDEKİLER Giriş Üretim Fonksiyonları, İkame Esnekliği ve Kar Maksimizasyonu Ekonometrik Metodoloji ve Yapısal Kırılma Ampirik Uygulama Yapısal Kırılmaların Varlığı, Belirleme Yöntemleri ve Etkileri...18 Sonuç...20 Kaynakça...22 Ekler

3 GİRİŞ Bu çalışma kar maksimizasyonu ilkesi tarafından ortaya konulan uzun dönem denge ilişkisinin, Türkiye İmalat sanayinin döneminde geçerli olup olmadığını test etmektedir. Tek denklemle tahmin uygulaması yapıldığından değişkenler arası ko-entegre ilişki bulunamamıştır. Tahmin edilecek üretim fonksiyonu nedeniyle kullanacak değişkenler, katma değer verisinin logaritması(lqr) ve reel ücret verisinin logaritmalı(lwr) değeridir. 1 Bunun yanında, mikro-ekonomik veriler açısından kırılma durumu incelenmiş ve mikroekonomik zaman serisi uygulamaları açsından sahte kırılma metotları da dikkate alınarak tek denklemli ko-entegre ve serilerin entegrasyon düzeyinin değişmediği sonucuna ulaşılmıştır. 2 3 Bu alanla ilgili temel çalışmalar, Jenkinson ve MacDonald ve Murphy koentegrasyon tekniğini kullanarak uzun dönem emek talebi fonksiyonunu tahmin etmişler ve neo-klasik ilişkileri dikkate alarak uzun dönem şartların sağlanmadığını bulmuşlardır. MacDonald ve Murphy emek talebi açısından bir çok farklı değişkeni de modele dahil ederek uzun dönem ilişkiyi sağladığını ifade etmektedirler. Lianos ve Fountas 4 ise, benzer teknikler kullanarak uzun dönemdeki kar maksimizasyonunun gerçekleştiğine ilişkin kanıtlar bulmuşlardır. Bunun yanında Rahmi Yamak ve Yakup Küçükkale 5 benzer bir uygulamayı VAR metodu ile tahminlemişler ve uzun dönem ko-entegre ilişkisinin çalıştığını tespit etmişlerdir. Birim kök analizinin ekonometrik metot kapsamına alınması sonucunda, özellikle verilerin niteliğine ilişkin bir çok farklı çalışmada yapılabilmiştir. Birim kök analizi ile makroekonomik incelemeye konu olan veriler, dengeye varma koşullarına göre düzey ve fark değerleri açısından sınırlandırılmışlardır. Bu açıdan DF(Dickey-Fuller 6 ) testi bize birim kökün olduğu sıfır hipotezi karşısında birim kökün olmadığı ve serinin trend durağan olarak kabul edildiği alternatif hipotezi sınama imkanı vermektedir. 1 Yapılan çalışmada ilk önce ücret verileri için brüt reel asgari ücret, ücret dışında işverene işçinin reel maliyetlerini gösterdiğinden kullanılmıştır. Bu uygulamada imalat sanayii için, ücretle çalışanlara yapılan ödemelerin, ücretle çalışan sayısına bölümü reelleştirilip kullanılmıştır. Çünkü yapılan ortalama ve varyans testlerinde asgari ücret ve ikinci şekilde hesaplanan ücretlerin ortalaması önemli ölçüde farklı çıkmıştır. 2 Jenkinson T. J., Testing Neoclassical Theories of Labor Demand: An Application ofcointegration Techniques, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1986, 48, pp: MacDonald R. And Murphy P. D.,, Employment in Manufacturing: A Long-RunRelationship and Short-Run Dynamics, Journal of Economic Studies, 19, 1992,pp: Lianos T. And Fountas S., Cointegration Tests of the Profit-maximizing Equilibrium in Greek Manufacturing: , International Review of Applied Economics, 11, No: 3,1997, pp: Yamak Rahmi v eyakup Küçükkale, Türk İmalat Sanayiin de Uzun Dönem Denge İlişkisi ,Uludağ Ünv. İİBF, 6 Dickey D. And Fuller W. A., (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive TimeSeries with a Unit Root, Econometrica, 49, pp:

4 Bununla birlikte özellikle makroekonomik verilerde karşılaşılan kırılmaların bu serilere olabilecek etkilerinin analizi inceleme konusu yapılmıştır.bu tür bir durumda birim kök tanımlı sıfır hipotezi sahte olarak kabul edilebileceğinden ve PP(Philips-Perron 7 ) testi içinde benzer bir durum olabileceğinden kırılmayı dikkate alan test yöntemleri Peron(1989) tarafından gerçekleştirilmiştir.perron ve Vogelsang 8 çalışmalarında bilinen bir kırılma noktasından hareketle kırılmanın birim kök ve serinin yapısındaki değişmelerini analiz etmektedirler.bu tip testler ile kırılma noktası dışsal olarak tespit edilmelidir. Bunun yanında seride bütün kırılmalardan daha önemli ve serinin davranışları ile birlikte hareket ederek tespit edebileceğimiz kırılmalarda mevcuttur. Bu tip kırılmalar Zivot- Andrews 9 tarafından geliştirilen kırılma içeren yıllardan en küçük t değerine sahip yılın kırılma yılı seçilmesi ile kırılmanın içsel tespitine dayanmaktadır. Daha sonra elde edilen kırılma yılı ve t değerleri ile seride yapısal değişmenin etkileri gözlemlemeye çalışılır. Ayrıca kırılmanın ko-entegrasyon derecesi üzerindeki etkisi de Gregory-Hansen 10 tarafından yapılan içsel tespit metodu ile sağlanmaktadır. Tüm bu kırılma tespit metotları zaman serisi analizi için tarif edilmiştir. Ancak zaman serisinde kırılmaların tespiti için yukarıda ifade edilen metotlar yanı sıra, Chow değerinin maksimum edilmesine dayalı olarak kırılmayı içsel tespit etmeye çalışan Quandt 11 değeri ve özellikle parametrelerdeki istikrardan çok hata teriminin varyansında ki değişmeyi ölçmeyi amaçlayan Cusum ve Cusum-Square testleri 12 kullanılmaktadır. Ayrıca kırılma teknikleri makro teknikler olduklarından, makro zaman serilerindeki kırılmaların büyüklükleri kırılma yılının tespitinde sahte kırılmalara yol açmakta, ayrıca boyut bozulmaları da bu durumu güçlendirmektedir. Bu nedenle kırılmanın büyüklüğüne bağlı kritik değerler ile oluşturulan tablolar kırılma analizinde kullanılmalıdır. 7 Philips,Peter ve Pierre Perron, Testing for Unit Root in Time Series Regression,Biometrika,vol:75,issue:2,1988,ss Perron,P ve T.J. Vogelsang, Testing for Unit Root in a Time Seiries with Changing Mean:corrections and extensions,jouranal of Business and Economic Statistics,vol:10,1992,ss Zivot,E. Ve Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistics, vol:10,(1992),ss Gregory, Allan, ve Bruce Hansen, Tests for Cointegration in Modelss with Regime and Trend Shifts,Oxford Bulletin of Economics and Statistics,vol:58,1996,ss Quandt,R, Tests of The Hypothesis That a Linear Regression System Obeys Two Sperate Regimes Journal of Americal Staistical Association,vol:55,1992,ss Hansen,Bruce, Testing for Parameter İnstability for Linear Models,Journal of Policy Modelling,vol:14,1992,ss

5 1.Üretim Fonksiyonları, İkame Esnekliği ve Kar Maksimizasyonu Temel olarak üretim fonksiyonları homotetik ve homotetik olmayan üretim fonksiyonları şeklinde ikiye ayrılmaktadır. Bu tip bir ayrımın temel sebebi ise firmaların uzun dönem sahip oldukları genişleme yoludur. Yani eğer genişleme yolunun eğimi değişmiyorsa ki bu durum genişleme yolunun faktör oranlarından etkilenmediğini ifade eder, bu tip fonksiyonlar homojen üretim fonksiyonları olarak isimlendirirler. Tersi durumda ise homojen olmayan üretim fonksiyonları geçerlidir.homojen üretim fonksiyonları olarak, Sabit ve bir değerine eşit ikame esnekliğine sahip Cobb-Douglas tipi üretim fonksiyonu, sabit ancak bir değerinden farklı ikame esnekliğine sahip CES üretim fonksiyonu ve ikame esnekliğinin sabit 13 değerden sapmalı olarak hesaplandığı ve değiştiği VES üretim fonksiyonu yer almaktadır. Buna ek olarak üretim fonksiyonlarının genişleme yollarının eğriselliği durumunda ve daha doğru bir ifade ile özellikle değişken getirilerin olduğu durumlarda Homotetik olmayan üretim fonksiyonları bulunmaktadır. Bunlar, Trans-log üretim fonksiyonları, Box-Cox tipi üretim fonksiyonları girmektedir. CES veya sabit ikame esnekli üretim fonksiyonu Cobb-Douglas tipi üretim fonksiyonunu da içine alan özel bir fonksiyon türüdür. CES üretim fonksiyonunun birici dereceden homojenlik-ölçeğe göre sabit getiri- ve sabit ikame esnekliği şeklinde iki temel özelliği vardır. V=γ( δl -p -p -μ/p +(1-δ)K ) δ,emek yoğun teknolojinin derecesini,μ ve p homojenlik ve ikame parametreleridir. Ces üretim fonksiyonun da ikame esnekliği değeri 1/(1+p) değerine eşittir. Faktör ikamesi faktör fiyatlarındaki değişmeye bağlı olarak faktör ikamesi, fiyatı nispi olarak ucuzlayan faktörün üretimde daha fazla kullanılacağım ifade eder. Dolayısıyla ikame esnekliği, Faktör oranındaki oransal değişmenin, eş-ürün eğrisinin eğiminde meydana gelecek 14 oransal değişmeye oranı şeklinde tarif etmek mümkündür. İkame esnekliğinin genel olarak şu şekilde formüle edebiliriz.. 13 Euler teoreminden, k*e=fx*dx+fy*dy ifadesinde k'nm bire eşit olması yada k olması halini İfade eder.k*q=k*ak a L b durumunda, k n *Q=(A)(kK) a (kl) b ifadesinden, k n *Q-Ak a K a k b L b a den, k"*q= k k b Q ve buradan k n = k a+b ve a+b=n olur.başka bir deyişle doğrusal homojen fonksiyon elde edilmiş olur. 14 Heatfield,D.F. & Sören Wibe, An Introduction to Cost And Production Functions,MacMillan Education, London,1987,s.58 ve Doll,John P. Ve Frank Orazem,Production Economics,Theory with Application,second edition,johnwiley5sons,usa,1984,s.l08. 5

6 K/L' deki % değişme İkame esnekliği = MTİO deki % değişme yani; MTİO' ndaki % değişme Faktörlerin marjinal verimliliklerinin fiyatlarına eşit olduğu, = MPPL - w (ücret haddi) ve MPPK r (faiz oranı) varsayımı altında ikame esnekliği (σ), faktör oranlarındaki (K/L) yüzde değişmenin faktör fiyatlarındaki (w/r)yüzde değişmeye oram şeklinde de ifade edilebilir. Ayrıca ilk yapılan ve eş-ürün eğrisinin eğimine ilişkin tanımlamadan, σ=[(dk / dl )/(K / L )]* [ (dk / dl)/d( dk / dl) ] yukarıdaki formülü elde edebiliriz. Yine kısa bir gösterimi de, şeklindedir. LnK/L =a+ σln(w/r) CES üretim fonksiyonunda ikame esnekliklerinin σ<l ve σ>l olarak l'den farklı değerlerde bir sabit olmasının anlamı, fonksiyonu oluşturan bir eş-ürün eğrisi üzerinde ve hatta eş-ürün paftasındaki tüm eğriler üzerinde her noktada ikame esnekliğinin aynı olmasıdır. Söz konusu sabit esneklik değeri l'e eşit olduğunda ise, CES fonksiyonu Cobb-Douglas fonksiyonuna 0 değerini aldığında Leontief tipi.sabit girdi katsayısına sahip üretim fonksiyonuna dönüşmüş olacaktır. 15 CES tipi üretim fonksiyonlarının özelikle sermaye faktörü yada faizle ilgili veri bulmanın zorluğunun olması durumunda iki tip dönüşüm geçerli olacaktır. İkame esnekliğinin hesaplanması başlıca iki yöntem mevcuttur. İlki gerekli verilerin elde edilerek tanımından hareket edilerek hesaplanmasıdır. Bu yöntemle, gereken veriler edilerek tanımından hareket edilerek hesaplanmasıdır. log(k/l)=loga+alog(w/r) 15 BREMS,Hans,Quantitative Economic Theory -A Synthetic Aproach-,John Wiley &Sons,Inc.USA,1968,s.64. ve 7 CHİANG, Alpha C,Matematiksel İktisadın Temel Yöntemleri, çev.osman Aydoğuş, 4.b., Gazi Kitabevİ.,Ankara,ss

7 Formu ve veriler yerine konularak ikame esnekliği hesaplanır. Fonsiyonel ilişkisinden En Küçük kareler Metoduyla a'yı hesaplamak mümkündür. Ancak bu yöntem sermaye stokunun bilinmesine ihtiyaç göstermektedir. İkinci yöntem; ikame esnekliğinin üretim fonksiyonlarından hareketle dolaylı olarak hesaplamak mümkündür. ACM S, Arrow,Chenery,Minhas ve Solow tarafından ortaya atılmıştır.îkame esnekliğine ulaşmak için, Cobb-Douglas üretim fonksiyonundaki emek 16 verimliliğinin ücretlerin doğrusal fonksiyonu ilişkisinden, Q/L - a. w CES'te ise verimlilik, ücretin doğrusal olmayan ilişkisinden, Q/L-aw b fonksiyonun logaritmik ifadesi kullanılarak ikame esnekliğine ulaşılır. Yani, Ln Q/L = in a + b in w elde edilir. Söz konusu fonksiyonda (b=σ) ikame esnekliği, eğim katsayısına eşittir. Başka bir deyişle, söz konusu fonksiyon emeğin ortalama verimliliği reel ücret arasındaki ilişkiyi ACMS yaklaşımı kurmaktadır. Modelde, Q/L=Kişi Başına Katma Değer(Ortalama Emek Verimliliği) w=reel Ücret Düzeyini göstermektedir. Ölçeğe göre sabit getiri varsayımı yapılmayan bir CES üretim fonksiyonunda ikame esnekliğinin hesaplanabilmesi için Ferguson tarafından geliştirilmiş diğer bir yaklaşım bulunmaktadır. 17 Burada ikame esnekliği yani σ=b/c 'dir. Ln Q= in a + b in w + c in L Modelde, Q-Katma Değeri(Her Bir Sektörün) w=reel Ücret Düzeyini 16 Fishelson,Gideon, Telemucations, Ces Production Function,Applied Economics,vol:9,1977,s:,9-18, Rosefielde Steven ve Knox Lowel, The Impact of Adjust Factor Cost Valuation on The Ces Interpratation of Postwar Surwey Soviet Economic Growth,Economica,vol:44,ss ve Arrow, K.T.,H.B.Chenery,B.S.Minhas ve R.M. Solow, Capital-Labour Substitution and Economic Efficiency,American Economic Rewiev,s:43,1961,ss Burley,H.T., Production Function of Australian Manufacturing Industries,The Rewiev of Economics and Statics,1972,ss ve Kmenta,J, An Approximation on Ces Type Function:A Reply,International Economic Rewiev,vol:8,2,1967,ss ,Wolkowitz,B,, On Homothetic and Homogenous production Functions,Econometric Society,New York,1969 7

8 L^Emek-Çalı şan- Miktarmı(Her Bir Sektördeki) göstermektedir. Ferguson modeli teknolojik gelişmeyi de içine alınca, trend değişkeni olan t ile birlikte şu hale gelmektedir. Ln Q = in a + bı Ln w + b in L + b 2 3 Ancak tüm bu fonksiyonların temel varsayımları nedeniyle eksiklikleri ve tamamlanmaları gereken noktalar bulunmaktadır. Bunlar; Homojenite, Sabit Verimler Varsayımı,Maliyet Minimizasyonu Davranşı,Kesin Bilinen Davranış Sabit İkame esnekliği,k/l oranının ikame esnekliğini düşürücü etkisi, 20 W/P dışsallığı, 21 MRTS üretimden bağımsız oluşu Girdi Fiyatlarının Random olmaması ve Yeni ürünler,hata terimine bağlı risk içerikli CES, Tam Rekabet koşullarının geçerli olması ve Faktör Kalitesi, 24 Katsayı sapmaları 25 Pür ikame etkisi 26 Teknoloji, 18 Meyer,Paul, An Aggregreate Homethetic Production Funtion,The Southern Journal of Economics,vol:36,1970,ss ve Lovel, Knox, Estimation And Prediction With Ces And Ves Production Functions,İnternational Economic Rewiev,vol:14,1973,ss Roskamp,J, Labor Productivity And The Elasticity Of Factor Subsitituon İn West German Industries, , The Rewiev Oc Economics,And Statics,1976,ss Mamatsakiz, Testing For Long Run Relationship Between İnfrastructure And Private Capital Productivity: A Time Series Analysis Fort He Greek İndustry,Applied Economics Letters,vol:61999,ss, Felipe Jesus ve J.S.L. McCombie, The Ces Production Function,The Accounting İdentity, And Occams Razor,Applied Economics,vol:33,2001,ss, Pleceter,S ve I Horowitz, The İmplication Of Uncertinity For Firms And Market Beheviour,Metronomica,1980,ss Paraskevopoulos,Christos,C., Alternative Estimates Of The Elasticity Of Substitution:An İnter-Metropolitan Ces Production Function Analysis Of U.S. Manufacturing Industries, ,The Rewievs Of Economics And Statistics,1972.,ss Feldstein,Martin, An Alternative Methods Of Estimating A Ces Production Function İn Britain,Economica,1967,ss ve Hanselman, A Furher Note On Factor Subsitituon And Efficiency,The Rewiev Of Economics And Statics,1984,ss ,Thursby, An Alternative Ces Estimation Technics,1975,The Rewiew,ss SATo,Ryuza,Homothetic And Non-Homothetic Ces Production Function,The American Economic,Rewiev,1997, Guarda,paulo, A Production Function Of Luxemburg:Estimating A Ces Function, 8

9 şeklinde ifade edilebilir. Tüm bunlara ek olarak kar maksimizasyonu kesin amacı ile hareket eden bir firmanın uzun dönem dengesi, elde edilir. π=tr-(wl+rk) kar maksimizasyonu denklemi iken, emeğe göre türevi, dπ/dl=pq L -w=0 Q L =w/p neo-klasik temel fiyatlama ilişkisi olan emeğin marjinal verimliliği, reel ücret eşitliği Aynı aşamalar CES üretim fonksiyonu içinde tekrarlandığında, Q=γ( δl -p -p -μ/p +(1-δ)K ) -p p+1 dq/dl=((1-δ)a (Q/L) w/p=(1-δ)a -p (Q/L) p+1 ilişkisi ve son olarak ta kar maksimizasyonu türevlerinden elde edilen sonuçlar ve bu sonuç birleştirilince, Log(w/p)=log((1-δ)A -p )+(p+1)log(q/l) Log(w/p)=a+vLog(Q/L) ters ACMS formu elde elde edilir. Ancak bu form ikame esnekliği için kullanılsa bile neoklasik firma yaklaşımı fiyattan miktara doğru bir denge ilişkisi ifade ettiğinden Klasik ACMS formu ko-entegrasyon için incelenecektir. 2.Ekonometrik Metodoloji ve Yapısal Kırılma Temel olarak, aynı entegrasyon düzeyine sahip olmayan seriler yoluyla oluşturulan uzun dönem denklemi sahte bir ilişkiyi uzun dönem için göstereceğinden, ilk olarak DF ve otokorelasyon durumuna göre ADF testi tüm seriler için uygulanmalıdır. Bu yöntemle serilerin trend durağan yada fark durağan özelliğe, başka bir deyişle stokastik, deterministik olup olmamalarına göre değerlendirmek mümkündür.bunun yanında normal dağılım koşullarının sağlanmaması ve içsellik sorunu içinde PP testi uygulanmalıdır.her bir test stratejisinin gecikme değerleri AIC,SBC değerleri yanında anlamlı t istatistiğinin bulunması ile de sağlanabilir. 9

10 İkinci olarak üzerinde durulacak husus ise, yapısal kırılmalarının ve özelliklede boyutlarının birim kök stratejisi üzerinde yaratacağı etkilerdir. Yapısal kırılma zaman serisini ortalama ve trend değerlerini etkilediği gibi her iki unsuru birlikte de etkileyebilir. Zaman serilerinde yapısal kırılmaların varlığı, dışsal olarak belirlenmişken Peron tarafından önerilen test bize kritik değerler ile karşılaştırma sonucunda, zaman serisinin yapısında bir değişiklik olup olmadığını gösterecektir. Ancak bu çalışmada, kırılmalar içsel olarak saptandığından Zivot-Andrews tarafından yapılan katkı dikkate alınacaktır. Peron tarafından uygulanan test yapısal kırılmayı dışsal olarak saptadığından, içsel olarak saptanan yapısal kırılmanın etkilerinin analiz edilmesi durumuna göre zayıf olacaktır. Zivot-Andrews zaman serilerinde var olan kırılmaların etkilerini analiz için üç model geliştirmiştir. Zivot ve Andrews yaklaşım yerine kırılmayı içsel olarak algılamaktadır.eğer λ ile gösterilen kırılma(break fraction) noktası bilinmiyorsa ve hesaplanması durağanlığın tespiti amacıyla zorunlu ise, sıfır(null) hipotezi; şeklinde olur. Y = α + Y + ε t t-1 t 27 Bundan dolayı birim kök testi için üç denklem kullanılmaktadır ;: ADF test sürecide: Model A H : Y = α + Y + ε 0 t t-1 t H : Y = α + βt + (α )DU (λ) + ε 1 t 1 2 α1 t t Model B H : Y = α + Y + ε 0 t t-1 t H 1: Y t = α + β1t + (β 2 1)DT (λ) + ε β t t Model C H : Y = α + Y + ε 0 t t-1 t H 1: Y t = α 1 + β1t + (α 2 α 1 )DU t (λ) + (β 2 β 1 )DT t(λ) + ε Model A ΔY = α + βt + δdu (λ) + (ρ-1)y + ρ ΔY + ε t t t-1 j=1,2,...,j j t-j t t 27 Zivot,E. Ve Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistics,vol:10,1992, ss ve Helmut Luetkepohl & Pentti Saikkonen, "Testing for a Unit Root in a Time Series with a Level Shift at Unknown Time" Econometric Society World Congress 2000 Contributed Papers 0342, Econometric Society. 10

11 Model B ΔY = α + βt + γdt (λ) + (ρ-1)y + ρ ΔY + ε t t t-1 j=1,2,...,j j t-j t Model C ΔY = α + βt + δdu (λ) + γdt (λ) + (ρ-1)y + ρ ΔY + ε t t t t-1 j=1,2,...,j j t-j t şeklindedir. Bilinmeyen zamanda tek bir yapısal kırılmalı belli bir trend durağan sürece uygun Y t `nin sonucu olan kırılma noktası λ`ya dayanan kukla değişkenlerini DU t ve DTt şeklinde ifade edebiliriz. Bu test süreci için amaç, trend durağanlığını en çok destekleyen kırılma noktasını hesaplamaktır.başka bir şekilde söyleyecek olursak, λ *, tek taraflı t istatistiğini minimize ederek, gecikme parametresinin ρ = 1 olduğunu test etmek -durağanlık- için seçilir. Hesaplanan λ * değeri ve minimum t istatistiği, Model(A),(B) ve (C) için, 0< λ<1 aralığındaki yer alan λ`nın olası tüm değerleri için test eşitlikleri tahmin edilir.yani, T =2`den T B B=T-1`e ve j=2/t`den j=(t-1)/t` ye, T-2 regresyonları koşturulur ve ρ=1 olduğunun-durağanlık- testi için tüm t istatistik değerleri elde edilir.test eşitliklerinde kullanılan bütünleşmiş gecikmeli j değerlerinin her bir λ=t /T için farklı olabileceğini vurgulamak gerekmektedir. 0< λ<1 ve B {t ρ (λ)}`de t * ρ = minλ belirlenir ve λ * bu minimum t istatistiğine karşılık gelen tahmin edilmiş kırılma noktasıdır. 28 Bu hesaplanan t ρ * değerleri ekteki kritik tablo değerleri ile karşılaştırılır.eğer hesaplanan değer, belli bir anlam düzeyinde, kritik değerden küçükse birim kök olduğunu belirten sıfır hipotezi red edilir. Yine kırılmanın içsel olarak tespitinde dikkate alınacak diğer bir durumda, kırılmaların büyüklüklerini ortaya çıkaracağı sahte kırılma sonuçlardır. Diğer bir sahte kırılma yaratan durum da boyu bozulmasıdır. Özellikle küçük örneklerde boyut bozulması kırılmalarında büyüklüklerini değiştirmektedir. Sahte kırılma, durumunda genellikle bir dönem öncesini kırılma yılı olarak kabul etmek ve kritik değerlere buna göre bakmak gerekmektedir Bkz.t kritik değerleri ve hesap değerleri yardımıyla kırılma nıktasının bulunması için. Andrews, D.W.K, Test for Parameter Instability and structural change with unknown change point Econometrica, vol:61, 1993 ss ve sınırlı gözlem değerlerinde kritik değerler için.,pierre Peron, Further evidence of breaking trends in macroeconomics variables,journal of econometrics,80,1997, e., Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistic,vol:10,1992,ss ve kırılmanın tespiti AIC ve SIC kullanımı,altınay, Galip ve Erdal Karagöl,Structural break,unit roots and causality beetwen energy consumption and gdp in Turkey,Energy Economics,vol:26,2004,ss Harvey,David,Stephen Leybourne ve Paul newbold, Tests for a break in level when the order of integration is unknown,oxford bulletin of economics and statistics,66,1,2004, ve Lee,Junsoo ve Mark C.S. Strowich,Breakpoint estimation and supirious rejects with endegenous unit root test,oxford bulletin of economics and statistics,63,5,2001, ve Kimiou Morimune vemitsuru Nakagawa,, The discontinuous 11

12 İkinci olarak, rasyonalizasyon mekanizmasının çalışması durumunda, yani hata terimi entegre ise kırılma yıllarına göre ayarlanmanın hangi değişken ile sağlanacağı konusu vardır. Bu durum içinde, Quandt tarafından geliştirilen ve temeli Chow-F değerlerini en yüksek seviyeye çıkartan yılın kırılma yılı olarak tespit edilmesi olarak ifade edebileceğimiz, istatistik kullanılacaktır. Bunun yanında, özellikle tamamlayıcı olarak ve hata terimi varyansı konusunda güçlü olması sonucunda, Cusum testleri de uygulanacaktır. Temel olarak zaman serilerinde, aynı düzeyde entegre olan seriler bize ko-entegrayon ilişkisini veya başka bir deyişle en azından tek taraflı bir nedensellik ilişkisini ifade etmektedir. Ko-entegrasyonun belirlenmesinde temel yöntem tek denklem kullanımında Engle-Granger iki aşamalı modelleme 30 yöntemidir. Bu yöntemde, C =by +u t t t Uzun dönemli ilişki ilk olarak tahmin edilmelidir. Ancak başlangıç olarak ko-entegre ilişkisin sağlanıp sağlanmadığının bilinmemesi durumunda yukarıda ifade edilen ilişki sahte bir ilişkiyi ifade etmekte olup, kritik değerlerin yorumlanması mümkün değildir. Bu nedenle ko-entegre ilişkisin tek dayalı tahmini için ikinci aşamaya geçilmeli, denklemden hata terimi tahmin edilerek söz konusu hata terimi için ADF testi uygulanarak entegrasyon düzeyinin belirlenmesi gerekmektedir. Bu nedenle de, dc =ady +bu +e t t t-1 t hata düzeltme mekanizması tahminlenip, hata teriminin gecikmesi ile ifade edilen kısa dönem ayarlanma sürecinin anlamlılığı kontrol edilmelidir. Eğer hata teriminin gecikmeli değeri anlamlı bir ilişkiyi bize ifade ediyorsa bu durumda, ko-entegre ilişki vardır denilir. Ko-entegrasyon ilişkisinin uzun dönemli tahmini de, yapısal kırılmaların varlığı hata terimi için entegrasyon sürecinin sorgulanmasını gerektirir. Bu nedenle de Grogory-Hansen yaklaşımı kullanılmaktadır. Bu test yardımı ile ortalama, trend ve birlikte ortaya çıkacak kırılma durumunda ko-entegre yapısının bozulup bozulmadığı tartışılacaktır. Bu test ile, sabit, trend ve birlikte kayma aşağıdaki şekilde gösterilmektedir; Model:1:C,ortalama kayması Y1t=μ1+μ2*φ1r +aty2t+e trend unit root test when the break point is misspecied,mathematics and computers in simulations,48,1999, Engle R.F. ve C.W.J. Granger, Cointegration and Error Correction:represantion,estimation and testing Econometrica,vol:55,1987,ss

13 Burada μ 1 kırılma öncesi, μ2 ise kırılma sonrası sabit terimdeki değişmeyi bize göstermektedir. Kukla değişken, t (nr) ise φ1r=1 olarak ve diğer durumlarda sıfıra eşit olarak bulunur. Model:2:Eğim Kayması Y1t=μ1+μ2*φ1r+βt+ a T y2t +e Burada t değişkeni trend değişkenidir, Model:3:Rejim Kayması Y1t=μ1+μ2*φ1r+βt+ a1 T y2t + a2 T y2tφ1r +e Model 3 de bulunan a1 katsayısı rejim kaymasından önceki eğimi, a2 katsayısı rejim kayması olması durumunda eğimi bize gösterecektir. EKKY ile yukarıda denklemler tahminlenip, Z a(r),z t(r), ADF test istatistkleri yoluyla kırılmanın etkisi görülmeye çalışılır. Ancak yine Gregory-Hansen test değerleri özellikle trend için sıfır hipotezeni red etme eğiliminde olduğundan, sahte kırılmaların 31 etkileri dikkate alınmalıdır. Özellikle kırılmanın trend değişikliği yarattığı durumlarda rank testi uygulamaları bulunmaktadır. 3.Ampirik Sonuçlar Eşbütünleşme analizleri için ilk aşma, zaman serilerinin birim kök taşıyıp taşımadığının tespitidir. Bu nedenle de ilk olarak değişkenlerin fark ve düzey değerleri için çizdirilecek korelogramlar incelenecektir.. Şekil 1. Autocorrelation function of DLWR, sample from 1951 to Order of lags 31 Söz konusu durum değişkenler için kırılma yılının durumu ve boyut bozulmasını dikkate alır. Bkz.Cook,Steven, Spurios Rejection by cointegration test incorparating structural change in the cointegration relation,applied Economics,vol:11,2004,ss

14 Değişkenlerin otokorelasyon fonksiyonlarının çizimleri incelendiğinde, düzey değerleri için olan korelogramın büyük değerlerden başladığı ve yavaşca küçülmesi nedeni ile, serilerin başlangıç düzeyinde, durağan olmadığını söyleyebiliriz. Eğer farklar dikkate alınarak çizilen fonksiyonlar göz önünde bulundurulursa serilerin durağan olduğu görülecektir. Her iki seri içinde yapılan ADF ve PP testleri bize serilerin trend içeren durumlarında değil fark alınarak durağanlaştırılabildiklerini söylemektedir. Yani söz konusu reel ücret ve reel katma değer serileri birinci farkları alınarak (DSP) ancak durağan hale getirilebilmektedir. Reel Ücret(Lwr) Başlangıç Birinci Fark Sabitsiz trendli trendsiz ADF ( )(1) ( )(0) ( )(2) ( )(2) PP ( ) ( ) ( ) Tablo 1. Yani her iki seride I(1) karakterine sahiptir. Bu durumda, serilerin başlangıç düzeyinde, başka bir deyişle trend durağan olmadıkları da görülebilir. Reel Katma Değer(lqr) Başlangıç Birinci Fark Sabitsiz trendli trendsiz ADF ( )(1) ( )(0) ( )(2) ( )(1) PP ( ) ( ) ( ) Tablo 2. Ayrıca verilerin reelleştirilmesi için fiyat verisi kullanıldığından nominal ücret ve fiyatlarından durağanlık tespitinin yapılması gerekmektedir. Tablo 3. 14

15 correlation function of DLW, sample from 1951 to Şekil Order of lags Hem nominal ücret serisi hem de fiyat serisi dikkate alındığında her iki serininde, ne başlangıç ne de birinci farklarının durağan olmadığı görülmektedir. Her iki seride ancak ikinci farkları alınarak durağan hale getirilebilmektedir. Tablo 4. Şekil 3. Her iki seride ikinci farklar açısından durağan iken bu serilerin reelleştirme için kullanılması durumda ait olduğu seriler durağan hale gelmektedir. Reel ücret ve reel katma değer serileri için durağanlık analizi üzerinde durduktan sonra Engle-Granger eşbütünleşme yaklaşımı uygulanacaktır. EG yönteminin ilk aşamasında uzun dönem denkleminin tahmini gösterilmektedir. 15

16 ACMS (1)Lqr=bo+bıLwr (2) Lqr=bo+b1Lwr+b2t 32 Sabit(b 0 ) σ (b 1 ) Trend- R 2 DW Wald O-Variable Teknoloji-(b (Chisquare-LR) (F) 2) T (1) ( ) ( ) (0.0000) T=0 - (2) ( ) ( ) ( ) (0.0000) (1)LQR = *LWR F= U 1 için ADF istatistiği= (2)( ) %5, (2) % 10 Tablo 6. Eşbütünleşme denklemi Durbin-Watson istatistiğini (CRDW) oldukça düşük olması ve R 2 değerinin oldukça yüksek olması, iki değişkenin arasındaki ilişkinin sahte regresyon durumuna işaret ettiğini bize gösterebilir. Ancak denklemde kullanılan veri sayısının az olması ve t olarak ifade edilen teknoloji ve bir çok başka değişkenin hata terimine atılması nedeniylede otokorelasyon oldukça önemli bir sorundur. Otokorelasyonun giderilmesi için Courchune-Orcutt yöntemi ile denklem tahminlendiğinde, ACMS(Cochrane-Orcutt Method)-AR(2) (1)Lqr=bo+bıLwr (2) Lqr=bo+b1Lwr+b2t Sabit(b 0 ) σ (b 1 ) T R 2 DW (1) (1.7338) ( ) T istatistikleri (0.003) (0.006) Tablo 7 ikame esnekliği değerinin düştüğü ve otokorelasyonun azaldığı görülmektedir. Ayrıca DW değeri oldukça yüksek olduğundan sahte ilişkinin azaldığını söyleyebiliriz. Ancak bunun tam olarak anlaşılabilmesi için EG yönteminin ikinci aşaması olan ECM nın yapılması gerekir. Ayrıca hata terimi % 5 anlamlılık düzeyinde ADF birim kök testine göre başlangıç düzeyinde değil birinci farkına göre durağandır. Yani I(1) serileri için yapılan bir uzun dönem denklemde hata terimi I(1) çıkmıştır. Ancak % 10 düzeyinde hata terimi durağandır. Bu nedenle de bazı değişkenlerin modele alınamaması önemli bir sorundur. Ancak ECM analizi yapıldığında, 32 Wald, σ=1 için,chi-square= ,porb= ,cobb-douglas için sınama.lm,2. dereceden otokorelasyon,jb normal dağılım vardır. 16

17 Dlqr= U(1) Dlwr Dlqr(-1)-0.014Dlqr(-2)-0.218Dlqr(-3) t istatistiği 2.55(0.01) (0.517) 2.790(0.07) (0.91) (0.57) (0.05) R 2 = D. R 2 =0.25 DW=1.867 F=2.81(0.02) Dlqr U(-1) dlwr m (0.517) (0.07) 3 O.K. CHSQ( 1)=.34412[.557]* F( 1, 45)=.12040[.529]* Fonksiyonel Biçim.71564[.398]* F( 1, 45)= [.418]* CHSQ( 1)=. Normal Dağılım CHSQ( 2)= [.018]* F= Uygulanamaz Farklı Varyans CHSQ( 1)= [.197]* F(1,47)= [.205] DLwr U(-1) Dlqr m (0.0039) (0.029) 3 DLqr U(-1) Dlwr Dlqr (0.57) 0.383(0.005) 0.010(0.02) Tablo 8. hata teriminin gecikme değerinin anlamsız bulunmuştur. Bu durumda hata düzeltme terimi negatif, ancak anlamlı değildir. Dolayısıyla tek denklemle ko-integre ilişki ifade edilmeye çalışıldığında, ko-entegrasyon bulunamamaktadır. Hata düzeltme terimi katsayısı (1/0.03) bize uzun dönem denge değerinden sapmaların 33 yıl gibi çok büyük bir zamanda giderileceğini ifade etmektedir. Tabloda verilen test istatistikleri yorumlandığında, denklemin otokorelasyon ve farklı varyans sorunu içermediğini ve fonksiyonel formunun uygun olduğunu,ayrıca hata terimlerinin normal dağılıma sahip olduğunu gösterir. İlişkini yönün belirlenmesi için hata düzeltme mekanizması tersten çalıştırılınca ko-entegre ilişkinin çalıştığını ve 6 dönemde ilişkinin kapandığını görebiliriz. Yine bağımlı değişkenin gecikmeli terimleri yerine bağımlı değişkenin mevcut yıldaki değeri ile hata düzeltme mekanizması çalıştırılınca da, hata düzeltme mekanizması çalışmamaktadır. 17

18 EG yönteminde uzun dönem denkleminde normallik ile varsayımların sağlanmaması ve içsellikle ilgili sorunların tek denklemle sorunlu tahminlere yol açması nedeniyle Philip-Hansen yaklaşımı uygulanmaktadır. Barlet L.,G.S.:1 Trend V. Bağımlı D.Lqr Katsayı S.H. t-ist. C (0.07) Lwr (0.000) Tablo 9. Bu durumda denklem katsayısı yani ikame esnekliği uzun dönem denklemine yakın çıkmaktadır. Denklemde normallik sorunu olmamasına rağmen, içsellik sorunu Hausman testi ile belirlenmiştir. Bu nedenle katsayıların farklı olması önemlidir. Ancak bu uygulamanın VAR denklemi sonuçları ile karşılaştırılması daha anlamlıdır. 4.Yapısal Kırılmaların Varlığı, Belirleme Yöntemleri ve Etkileri Eğer rasyonellik mekanizması çalışmış olsa idi, verilerde içsel olarak belirlenmiş kırılma yılları ve hata terimi için Gregory-Hansen yolu kullanılarak belirlenen kırılma yılları, bazı veriler için benzerlik göstereceğinden ayarlanmanın bu veriler üzerinden yapılacağını söyleyebilirdik.ancak tek denklemli yaklaşım böyle bir ko-entegre ilişkisini doğrulamamaktadır. Bunun yanında VAR analizi uygulamaları anlamlı sonuçlar doğurduğundan, özellikle fiyatın ayarlanma açısından önemi vurgulanmalıdır. Bunun için Quandt değerleri hesaplanmıştır. Ancak bunlar ekte gösterilecektir. Bunun yanında her bir değişken için Zivot-Andrews tarafından geliştiren içsel kırılma tespiti ve bunun serilerin yapısı üzerindeki etkileri incelenmektedir. Değişken Model Kırılma Yılı λ-tb/t a k θ-kırılma büyüklüğü Lqr A ( ) (0.054)* Lqr B ( ) , Lwr A ( ) (0.054)* Lwr B ( ) , Tablo 10 18

19 Bu tabloda kırılma yıllarının yorumlanmasından çok kırılmaların serilerin üzerindeki etkisi ve sahte kırılma literatürü dikkate alınarak kırılmaların büyüklükleri tartışılacaktır. Tablo değerleri dikkate alındığında kırılma yılları minimum t değerleri ile belirlenmiştir. A değerinin t değerleri Peron kırılma yılı ve sınırlı gözlem değerleri için hesaplanan kritik değerler ile karşılaştırıldığında( %1, ve %5-6,22), kırılmaların serilerin yapısında değişme yaratmadığı görülmektedir. Bunun yanında θ değeri bize kukla değişkenin katsayısı ve kırılmaların büyüklüklerini ifade edecektir. Bu değerler küçüktür, ayrıca parantez içindeki değerler bize sahte kırılmanın bu büyüklükteki kırılmalarda seride yarattığı değişmenin red edilme düzeyini gösterir ki, bu büyüklükte bir durumda, serilerin yapısında değişme yoktur. Ayrıca sahte kırılma özellikle büyük kırılmalarda kırılmanın bir dönem önce olması gerektiğini ifade etmektedir. Yine trend değişmesi için sahte kırılma literatürü bu durumda kırılmanın 10 sene önce olabileceğini söylemekte ve kritik değerleri vermektedir. Ancak sonuç bu durumda reel katma değer için değişmeyip, ücret için değişmektedir. Bu durumda ücrette önemli kırılmaların olduğunu gösterebilir. Her iki değişken için Cusum testleri ekte verilmiştir. Yapısal krılmaların ko-entegre ilişkisi üzerindeki etkisi üzerindeki etkisi içinde Gregory-Hansen yaklaşımı kullanılacaktır. Özellikle trend kırılmaları durumunda bu test yapısal kırılmanın değişme yarattığı hipotezini kabul etmeye meyilli olduğundan, yine sahte kırılma tespiti ve rank testi dikkate alınacaktır. Bu uygulamada da kırılma yıllarından çok kırılmanın etkileri dikkate alınacaktır. Bu nedenle yapılan testte kırılmanın hata terimi için I(1) durumunu değiştirmediği( kritik değerler %1-5.50, % ) görülmektedir. Ancak rank testi için rankın değiştiğini göstermektedir. Ancak küçük bir veri aralığı olduğundan bu dikkate alınmayabilir. Bunun yanında Gregory-Hansen için trend değişmelerinde yapısal değişme olma ihtimalini olması nedeni ile özellikle sahte kırılma durumu dikkate alındı ancak bu duruma göre de kırılma önemli değil. Model Kırılma Yılı ADF C C/T (1) (2) (3) Inoue,Atsushi, Tests for Cointegration Rank in Trend Break,Journal of Econometrics,vol:90,1999,ss G.S. Maddala ve In Moo Kim, Unit roots,cointegration and structural change,cambridge Un. Pr.,1994,ss

20 Sonuç CES üretim fonksiyonundan yola çıkarak ve K(sermaye) verisinin yetersizliği nedeniyle uygulamış olduğumuz ACMS dönüşümü ile ko-integrasyon ilişkisi uzun dönem rasyonalleşme mekanizmasını işletecek şekilde tahminlenmeye çalışıldığında, ilk olarak zaman serilerinin birim kök uygulamaları üzerinde durulmuştur. Buradan elde ettiğimiz sonuçlar elimizdeki verilerin stokastik karakterli olduğu ve bunların durağanlaştırılması içinde farkların alınması gerektiğini bize göstermiştir. Söz konusu fark özellikli seriler kırılmanın Zivot-Andrews metodu ile serilerin entegrasyon düzeyine etkisi test ile de değerlendirilmiş ve sonuç olarak ta kırılmanın etkisinin özellikle reel ücret verisi dışında kırılma mikro verilerde önemli bir etki yaratmamıştır. Sahte kırılma analizi değerlendirildiğinde bu tip kırılmaların makro verilerdeki kırılmalardan küçük çıktığı ve sahte kırılma yapmayacağı da ortaya çıkmıştır. Yine özellikle ortalamada yaşanan kırılmalar önemli iken, trend kırılması ancak % 10 düzeyinde anlamlıdır. Neo-klasik mekanizmanın fiyattan miktara olarak ifade ettiği ayarlanma mekanizmasının doğrulanması için tek denklemli EG metodu uygulandığında ko-entegre ilişki çalışmamıştır. Özellikle burada reel ücretin içselliği sorgulanmalıdır. VAR analizi sonuçları tek ko-entegre vektör üzerine mekanizmanın çalıştığını ifade etmektedirler. Yine denklemler otokorelasyonun Etilerinden ve içselliğin sorunlarından arındırıldığında uzun dönem denkleminden farklı sonuçlar çıkmaktadır. Bu durum otokorelasyonun ve spesifikasyon sorununu gündeme getirmektedir. Özellikle kullanılan üretim fonksiyonun basitliği hata terimi içine bir çok değişkeni atmamıza ve otokorelasyona neden olabilmektedir. Ko-entegrasyon ilişkisi sorgulandığında özellikle ortalamada yaşanan kırılma önemli çıkmakta, ancak ekte verilen hata teriminin corelogramı kısa sürede kapandığından, mikro verilerin kırılmaya karşı duyarlı olmadığı sonucuna varılabilir. CUSUM testinin hata terimi varyansı için uygulaması da önemli bir kırılma tespit etmemiştir. Tüm bunlara ek olarak, Mikro-ekonomik verilerde zaman serisi analizi ve model seçiminin, özelliklede VAR analizi tek ko-entegre vektör sonucu çıkmasına rağmen uygulanmalıdır, Özellikte ekte yer alan serilerin fark durağan ve kırılmalı olması nedeniyle farklarla yapılan granger sonuçlarıda içselliği kuvvetlendirmektedir, Mikro-Ekonomik verilerde kırılma,-kısa hafıza-, başka bir deyişle aşırı kıymetlerin hemen elendiği bir yapı arz etmektedir, 20

21 Ekonomi teorisinde dinamik unsurların önemi,özellikle kullanılan üretim fonksiyonun az değişkenli olması sorun yaratmaktadır, ayrıca verilerin stokastik karakterli olması üretim fonksiyonunun sorgulanmasını gerektirmektedir, Zaman serisi analizi dışı sonuçlar-tekelci durum, piyasa etkinsizliği, farklı Analizlerin sonuçları, Asgari ücret,kamu-özel,dönemsel farklılıklar, ekte yer alan sonuçlar özellikle piyasa ekonomisinin etkin olmayan sonuçlarının da dikkat edilmesini bize göstermektedir. 21

22 KAYNAKÇA,Altınay, Galip ve Erdal Karagöl,Structural break,unit roots and causality beetwen energy consumption and gdp in Turkey,Energy Economics,vol:26,2004,ss Andrews, D.W.K, Test for Parameter Instability and structural change with unknown change point Econometrica, vol:61, 1993 ss , Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistic,vol:10,1992,ss Arrow, K.T.,H.B.Chenery,B.S.Minhas ve R.M. Solow, Capital-Labour Substitution and Economic Efficiency,American Economic Rewiev,s:43,1961,ss Burley,H.T., Production Function of Australian Manufacturing Industries,The Rewiev of Economics and Statics,1972,ss BREMS,Hans,Quantitative Economic Theory -A Synthetic Aproach-,John Wiley &Sons,Inc.USA,1968,s.64. CHİANG, Alpha C,Matematiksel İktisadın Temel Yöntemleri, çev.osman Aydoğuş, 4.b., Gazi Kitabevİ.,Ankara,ss Cook,Steven, Spurios Rejection by cointegration test incorparating structural change in the cointegration relation,applied Economics,vol:11,2004,ss Dickey D. And Fuller W. A., (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive TimeSeries with a Unit Root, Econometrica, 49, pp: Doll,John P ve Frank Orazem,Production Economics,Theory with Application,second edition,johnwiley5sons,usa,1984,s.l08. Engle R.F. ve C.W.J. Granger, Cointegration and Error Correction:represantion,estimation and testing Econometrica,vol:55,1987,ss Felipe Jesus ve J.S.L. McCombie, The Ces Production Function,The Accounting İdentity, And Occams Razor,Applied Economics,vol:33,2001,ss, Feldstein,Martin, An Alternative Methods Of Estimating A Ces Production Function İn Britain,Economica,1967,ss Fishelson,Gideon, Telemucations, Ces Production Function,Applied Economics,vol:9,1977,s:,9-18, Gregory, Allan, ve Bruce Hansen, Tests for Cointegration in Modelss with Regime and Trend Shifts,Oxford Bulletin of Economics and Statistics,vol:58,1996,ss Guarda,paulo, A Production Function Of Luxemburg:Estimating A Ces Function, G.S. Maddala ve In Moo Kim, Unit roots,cointegration and structural change,cambridge Un. Pr.,1994,ss Hansen,Bruce, Testing for Parameter İnstability for Linear Models,Journal of Policy Modelling,vol:14,1992,ss Hanselman, A Furher Note On Factor Subsitituon And Efficiency,The Rewiev Of Economics And Statics,1984,ss , Harvey,David,Stephen Leybourne ve Paul newbold, Tests for a break in level when the order of integration is unknown,oxford bulletin of economics and statistics,66,1,2004, Heatfield,D.F. & Sören Wibe, An Introduction to Cost And Production Functions,MacMillan Education, London,1987,s.58 Helmut Luetkepohl & Pentti Saikkonen, "Testing for a Unit Root in a Time Series with a Level Shift at Unknown Time" Econometric Society World Congress 2000 Contributed Papers 0342, Econometric Society.. 22

23 Kimiou Morimune vemitsuru Nakagawa,, The discontinuous trend unit root test when the break point is misspecied,mathematics and computers in simulations,48,1999, Kmenta,J, An Approximation on Ces Type Function:A Reply,International Economic Rewiev,vol:8,2,1967,ss , Lee,Junsoo ve Mark C.S. Strowich,Breakpoint estimation and supirious rejects with endegenous unit root test,oxford bulletin of economics and statistics,63,5,2001, Lianos T. And Fountas S., Cointegration Tests of the Profit-maximizing Equilibrium in Greek Manufacturing: , International Review of Applied Economics, 11, No: 3,1997, pp: Lovel, Knox, Estimation And Prediction With Ces And Ves Production Functions,İnternational Economic Rewiev,vol:14,1973,ss MacDonald R. And Murphy P. D.,, Employment in Manufacturing: A Long-RunRelationship and Short-Run Dynamics, Journal of Economic Studies, 19, 1992,pp: Mamatsakiz, Testing For Long Run Relationship Between İnfrastructure And Private Capital Productivity: A Time Series Analysis Fort He Greek İndustry,Applied Economics Letters,vol:61999,ss, Meyer,Paul, An Aggregreate Homethetic Production Funtion,The Southern Journal of Economics,vol:36,1970,ss ve Pleceter,S ve I Horowitz, The İmplication Of Uncertinity For Firms And Market Beheviour,Metronomica,1980,ss Paraskevopoulos,Christos,C., Alternative Estimates Of The Elasticity Of Substitution:An İnter-Metropolitan Ces Production Function Analysis Of U.S. Manufacturing Industries, ,The Rewievs Of Economics And Statistics,1972.,ss Perron,P ve T.J. Vogelsang, Testing for Unit Root in a Time Seiries with Changing Mean:corrections and extensions,jouranal of Business and Economic Statistics,vol:10,1992,ss ,Pierre Peron, Further evidence of breaking trends in macroeconomics variables,journal of econometrics,80,1997, Philips,Peter ve Pierre Perron, Testing for Unit Root in Time Series Regression,Biometrika,vol:75,issue:2,1988,ss Rosefielde Steven ve Knox Lowel, The Impact of Adjust Factor Cost Valuation on The Ces Interpratation of Postwar Surwey Soviet Economic Growth,Economica,vol:44,ss Roskamp,J, Labor Productivity And The Elasticity Of Factor Subsitituon İn West German Industries, , The Rewiev Oc Economics,And Statics,1976,ss SATo,Ryuza,Homothetic And Non-Homothetic Ces Production Function,The American Economic,Rewiev,1997, Thursby, An Alternative Ces Estimation Technics,1975,The Rewiew,ss Inoue,Atsushi, Tests for Cointegration Rank in Trend Break,Journal of Econometrics,vol:90,1999,ss Quandt,R, Tests of The Hypothesis That a Linear Regression System Obeys Two Sperate Regimes Journal of Americal Staistical Association,vol:55,1992,ss Jenkinson T. J., Testing Neoclassical Theories of Labor Demand: An Application ofcointegration Techniques, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1986, 48, pp: Yamak Rahmi v eyakup Küçükkale, Türk İmalat Sanayiin de Uzun Dönem Denge İlişkisi ,Uludağ Ünv. İİBF,s:4,1997,ss Wolkowitz,B,, On Homothetic and Homogenous production Functions,Econometric Society,New York,1969 Zivot,E. Ve Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistics, vol:10,(1992),ss

24 EKLER 1.Lqr(Reel Katma Değer) Cusum-Cusum Square-Lqr CUSUM 5 % S ig n ific an c e Recursive Residuals ± 2 S.E CUSUM of Squares 5% Significance 2.Lwr(Reel Ücret) Lwr CUSUM 5% Significance Recursive Residuals ± 2 S.E CUSUM of Squares 5% Significance 24

25 3.lqr Lqr-Dlqr LQR Years Years DLQR 4.lwr Lwr-dlwr Years LWR Years DLWR 5.Quandt İstatistiği Yapısal Kırılma-Quandt Değişken Kırılma Yılı Lqr-Reel Katma Değer 1973 Lq-Nominal Katma 1973 Değer Lw-Nominal Ücret 1981 Lwr-Reel Ücret 1982 Lp-TEFE 1981 LL-İstihdam Hata terimi Korelogramı ve grafiği 25

26 U için Korelogram-Kısa Hafıza Autocorrelation function of U, sample from 1950 to Order of lags Years U 7.Hata terimi ve yapısal kırılma CUSUM of Squares 5% Significance CUSUM 5% Significance 8.Granger Nedensellik Testi, Lwr granger nedeni değildir,lqrk Lqrk grager nedeni değildir- Lwrk - F prob m,n ,2 26

27 34 DLwrk granger nedeni değildir, DLqrk DLqrk granger nedeni değildir DLwrk F prob m,n Islam,Muhammed, Structural Break,Unit Root and the cusality beetwengoverment Revenues and Expenditures,Applied Economics,,2001,vol:8, ve Altınay, Galip ve Erdal Karagöl,Structural break,unit roots and causality beetwen energy consumption and gdp in Turkey,Energy Economics,vol:26,2004,ss