Ekonomik Yaklaşım 2015, 26(94): doi: /ey.35602

Transkript

1 eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Associaion Ekonomik Yaklaşım 2015, 26(94): doi: /ey Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 1 Zekeriya YILDIRIM 2 14 Ağusos 2014 de alındı; 27 Kasım da kabul edildi. 29 Kasım 2014 den beri erişime açıkır. Received 14 Augus 2014; acceped 27 November Available online since 29 November Araşırma Makalesi/Original Aricle Öze Bu çalışma Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerini küçük boyulu bir makroekonomik modele dayalı olarak eş büünleşme yaklaşımıyla incelemekedir. Çalışmada ulaşılan bulgular uzun dönemde reel ücrelerle verimlilik ve isihdam arasında poziif ilişki olduğunu gösermekedir. Çalışma ayrıca iş gücü piyasasının uyarlanma mekanizmasını Haa Düzelme Modelleriyle (ECMs) analiz emekedir. Bu analiz sonuçları iş gücü piyasasının ekonomik koşullardaki değişmelere reel ücreler yoluyla yavaş bir şekilde reaksiyon göserdiğini oraya koymakadır. Buna ilaveen, ahmin edilen SVECM den harekele eki epki ve varyans ayrışırması analizleri yapılmışır. Her iki analiz reel ücrelerin verimlilik üzerinde önemli ekisi olduğunu, buna karşın verimliliğin reel ücreler üzerinde anlamlı bir ekisinin olmadığını gösermekedir. Sonuç olarak, bu çalışma Türkiye iş gücü piyasasında kili değişkenin reel ücreler olduğunu, isihdamda kaılıkların bulunduğunu ve reel ücre-verimlilik bağının zayıf olduğunu oraya koymakadır. Anahar Kelimeler: İş Gücü Piyasası, Eş Büünleşme, SVECM. JEL Sınıflaması: J01, C50, E EYD arafından yayımlanmışır 1 Bu makale EYC2013: EY Inernaional Congress on Economics I de aslak haliyle sunulmuşur. 2 Yazışmadan sorumlu yazar (Corresponding auhor). Anadolu Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü, Eskişehir, Türkiye. E-posa: zekeriyayildirim@anadolu.edu.r Ekonomik Yaklaşım ISSN prin 2014 Ekonomik Yaklaşım Derneği / Associaion - Ankara Her hakkı saklıdır All righs reserved

2 58 Zekeriya YILDIRIM Absrac The Analysis of Turkish Labor Marke wih Srucural Vecor Error Correcion Model (SVECM) This paper analyses dynamics of Turkish labor marke by using a small macroeconomic model and coinegraion approach. Findings obained in his papers show ha real wages are posiively relaed o employmen and produciviy in he long run. This paper also examines adjusmen mechanism in he labor marke by esimaing Error Correcion Models (ECMs). The resuls poin ou ha he labor marke slowly responds o changes in macroeconomic condiions hrough real wages. Furhermore, he resuls of impulse response and variance decomposiion analyses, depending on SVECM, indicae ha real wages have a considerable impac on produciviy, while he effec of produciviy on real wages is small. Consequenly, his paper assers ha real wages are key variable in Turkish labor marke and here are a weak link beween real wages and produciviy and he rigidiies in employmen in he marke. Keywords: Labor Marke, Coinegraion, SVECM. JEL Classificaion: J01, C50, E Published by EYD Bu makalenin adını ve doi numarasını içeren aşağıdaki meni kolayca kopyalamak için soldaki QR kodunu araınız. Scan he QR code o he lef o quickly copy he following ex conaining he ile and doi number of his aricle. The Analysis of Turkish Labor Marke wih Srucural Vecor Error Correcion Model (SVECM) hp://dx.doi.org/ /ey Giriş Türkiye iş gücü piyasası yüksek işsizlik oranı, ücreler üzerindeki vergi yükünün yüksekliği, büyük boyulara ulaşan informal sekör, işçilerin pazarlık gücünün düşük olması v.b. gibi yapısal problemlerle karşı karşıyadır lı yıllar boyunca yaşanan ekonomik krizler, yüksek enflasyon ve yüksek faiz oranı gibi pek çok fakör bu sorunların daha da derinleşmesine neden olmuşur. Son dönemlerde ekonomik isikrar sağlanmış olsa bile, yapısal sorunlar devam emekedir. Bu sorunlardan dolayı Türkiye iş gücü piyasası ekin ve esnek olmakan uzakır (Sağlam & Günalp, 2012:3195). Piyasadaki kaılıklar (kaı iş gücü piyasası kuralları, ücrelerin aşağı yönlü esnek olmaması v.b.) firmalara eksra maliyeler yüklemeke ve onların informal sekörlere yönelmelerine yol açmakadır. Büün bu problemlerin sonucu olarak Türkiye ekonomisinin isihdam yarama kapasiesi oldukça düşükür; ayrıca isihdam ve ekonomik büyüme arasındaki bağ giderek azalmakadır

3 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 59 (Taymaz, 2012:375; Demir & Erden, 2010:12). Benzer şekilde verimlilik ve reel ücreler arasındaki bağ da neredeyse kopmuşur. Verimlilik ve reel ücreler arasındaki farkın giderek genişlemesi bu durumun açık bir gösergesidir (Elgin & Kuzubaş, 2012:12). Türkiye iş gücü piyasasında ekinliğin sağlanabilmesi için söz konusu yapısal problemlerin dikkale ele alınması gerekmekedir. Bu bağlamda iş gücü piyasasının kili değişkenleri (reel ücreler, isihdam ve verimlilik) arasındaki dinamiklerin analizi oldukça önemlidir. Teori söz konusu değişkenler arasında güçlü bir dinamik ekileşim olduğunu vurgulamakadır. Ancak, eorik lieraürde değişkenler arasındaki ilişkinin yönüne ve işareine ilişkin bir konsensüs söz konusu değildir. Örneğin hem reel konjonkürel dalgalanmalar (RBC) modeli hem de Keynesyen modeller verimlilik ve isihdam düzeyi arasında güçlü bir ilişki olduğunu öngörmekedir. Faka, RBC eorisi iki değişken arasında poziif bir ilişki olduğunu ileri sürerken, Keynesyen yapışkan fiya modelleri negaif ilişki olduğunu vurgulamakadır. RBC modeli poziif eknoloji şokunun hem verimliliği hem de emek alebini arıracağını ve nihai olarak poziif eknoloji şoku sonrasında verimliliğin ve isihdamın aracağını öngörmekedir. Buna karşın, Keynesyen modeller, verimlilik arışının sağladığı düşük maliyeler durumunda, fiya kaılıklarının alebin değişmesini engelleyeceğini ve firmaların alep değişmediği için aynı çıkıyı daha az iş gücüyle üreeceğini ileri sürerek, verimlilik arışının isihdam düzeyini azalacağını vurgulamakadır (Kim vd., 2010:514). Benzer şekilde, eorik modeller reel ücreler ve isihdam düzeyi arasında ekili ve yakın bir ilişki olduğu konusunda hem fikirdir. Ancak, bu ilişkinin yönü ve işareine ilişkin farklı öngörüler mevcuur. Klasik ve Neoklasik modeller reel ücreler ve isihdam düzeyi arasındaki ilişkinin yönün reel ücrelerden isihdam düzeyine doğru olduğunu ileri sürerken, Keynesyen modeller bunun am ersini iddia emekedir (Yusof, 2008:249). Ücreleri yalnızca maliye unsuru olarak gören Klasik ve Neoklasik yaklaşım reel ücrelerdeki bir düşüşün isihdam düzeyini arıracağını ileri sürmekedir. Söz konusu yaklaşımlara göre, reel ücrelerdeki azalış iş gücünü görece ucuz hale geirmeke ve firmaların daha fazla iş gücü alep emesini sağlamakadır. Dolayısıyla, Klasik ve Neoklasik yaklaşım reel ücreler ve isihdam düzeyi arasında negaif bir ilişki olduğunu öngörmekedir. Buna karşın, ücrelerin aynı zamanda oplam alebin önemli bir belirleyicisi olduğunu ileri süren Keynesyen yaklaşım ücre değişiminin iki ekiye gelir ekisi ve maliye ekisi yol açığını vurgulamakadır (Apergis & Theodosiou, 2008:41). Reel ücrelerdeki bir azalış bir yandan firmaların

4 60 Zekeriya YILDIRIM maliyelerinin azalmasına neden olurken (maliye ekisi), diğer yandan işçilerin gelirinin ve reel alebin azalmasına yol açmakadır (gelir ekisi). Her iki eki ers yönde çalışmakadır. Maliye ekisi emek alebi arırırken, gelir ekisi emek alebini azalmakadır. Dolayısıyla, reel ücre değişiminin isihdam düzeyi üzerindeki ekisi gelir ve maliye ekilerinin büyüklüklerine bağlıdır. Son olarak reel ücreler ve verimlilik arasındaki ilişkinin işareiyle ilgili lieraürde genel bir konsensüs mevcuur. Buna göre reel ücrelerle verimlilik arasında eorik olarak poziif bir ilişkinin olması beklenmekedir. Ancak, söz konusu değişkenler arasındaki ilişkinin yönüyle ilgili farklı çıkarımlar vardır. Ekin ücre eorisi söz konusu ilişkinin reel ücrelerden verimliliğe doğru olduğunu ileri sürerken, marjinal verimlilik eorisi bu ilişkinin verimliliken reel ücrelere doğru olduğunu vurgulamakadır (Wakeford, 2004:113). Türkiye iş gücü piyasasına ilişkin ampirik lieraürde verimlilik, isihdam ve reel ücreler arasındaki karşılıklı ilişkiler genellikle iki değişkenli ampirik modeller çerçevesinde incelenmişir. Bazı çalışmalarda (Bildirici & Alp, 2012; Aslan vd., 2009) reel ücreler ve verimlilik arasındaki ilişki analiz edilirken, diğerlerinde (Özaa & Esen, 2010) isihdam ve reel ücreler arasındaki ilişki incelenmişir. Sadece Pazarlıoğlu ve Çevik (2007) çalışmalarında işsizlik, reel ücreler ve verimlilik arasındaki ilişkiye odaklanılmışır. Ancak, bu çalışmanın odağı söz konusu değişkenler arasındaki nedensel ilişkilerdir. Dolayısıyla, iş gücü piyasasının üç kili değişkeni (reel ücreler, isihdam, verimlilik) arasındaki karşılıklı dinamik ekileşimler ilgili lieraürde kapsamlı bir şekilde analiz edilmemişir. Bu çalışma küçük boyulu bir makroekonomik model çerçevesinde, Türkiye de reel ücreler, isihdam ve verimlilik arasındaki dinamik ekileşimleri Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile analiz ederek söz konusu lieraüre kakı sağlamayı amaçlamakadır. Çalışmanın ikinci bölümünde ampirik lieraür özelenmekedir. Üçüncü bölümde iş gücü piyasasının dinamiklerini analiz eden küçük boyulu makroekonomik model açıklanmakadır. Dördüncü bölümde ise çalışmada kullanılan veriler anıılmaka ve eş büünleşme analizi sonuçları değerlendirilmekedir.

5 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi Ampirik Lieraür Emek piyasasına ilişkin ampirik lieraür Tablo 1 de sunulmakadır. Söz konusu abloda yer alan çalışmalar pek çok bakımdan birbirinden ayrışmakadır. Bu farklılıklar çalışmanın amacı, kullanılan yönem ve ele alınan ülkeler olmak üzere üç grup alında oplanabilir. Lieraürdeki çalışmaların büyük bir bölümü isihdam-verimlilik-reel ücreler ilişkisi üzerine odaklanmakadır. Bununla birlike işsizliğin kaynağını belirlemeyi amaçlayan daha kapsamlı çalışmalarda lieraürde mevcuur. Çalışmaları birbirlerinden ayrışıran ikinci farklılık kullanılan yönemdir. Emek piyasasını ampirik olarak analiz eden çalışmaların çoğu eş büünleşme analizini kullanmakadır. Ancak panel veri analizi, ek denklem OLS ahmini ve yapısal VAR yaklaşımının kullanıldığı çalışmalarda vardır. Emek piyasasına ilişkin lieraürün ampirik kısmı ağırlıklı olarak gelişmiş ülkelere dayanmakadır. Türkiye gibi gelişmeke olan ülkeler için lieraür kısılıdır. Uluslararası lieraürdeki çok sayıdaki çalışmada isihdam-verimlilik-reel ücreler arasındaki ilişkiler incelenmişir. Bender & Theodossiou (1999), Muscaelli & Tirelli (2001), Pissarides & Valani (2004), Chrisopoulos (2005), Cavelaars (2005), Apergis & Theodosiou (2008), Narayan & Smyh (2009), Becker & Gordon (2012) bu ilişkileri çok sayıdaki ülke için analiz emişlerdir. Öe yandan Nickell & Symons (1990) ABD, Alexander (1993), Areis & Mariscal (1995) İngilere, Marcellino & Mizon (2001) İalya, Welfe & Majserek (2002) Polonya, Wakeford (2004) ve Klein (2012) Güney Afrika ve Kim, vd. (2010) Kore için isihdam-verimlilik-reel ücreler ilişkisini incelemişlerdir. İsihdam-reel ücre-verimlilik ilişkisini çok sayıdaki ülke için analiz eden çalışmalar orak bir kanı oraya koymamakadır. Bender & Theodossiou (1999) ücreler ve isihdam düzeyi arasında uzun dönem ilişki olmadığı sonucuna ulaşırlarken, Chrisopoulos (2005) reel ücreler ve isihdamın eş büünleşik olmadığını espi emişir. Buna karşın iki al dönem için verimlilik büyüme hızı ve isihdam büyüme hızı arasındaki ilişkiyi analiz eden Cavelaars (2005), döneminde söz konusu değişkenler arasında negaif ilişki oluğunu, döneminde ise böyle bir ilişkinin olmadığını bulmuşur. Ayrıca Pissarides & Valani (2004) oplam fakör verimliliğindeki arışın isihdamı arıracağını, Apergis & Theodosiou (2008) ücreler ve isihdam arasında güçlü bir uzun dönem ilişkisi olduğunu, Narayan & Smyh (2009) reel ücrelerdeki arışın verimliliği arıracağını ve Becker & Gordon (2012) ise ücreler ve isihdam büyümesi arasında güçlü negaif korelasyon olduğunu bulmuşlardır.

6 62 Zekeriya YILDIRIM Muscaelli & Tirelli (2001) de işsizlik ve emek verimliliği büyümesi arasında negaif ilişki olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Tablo 1 Ampirik Lieraür Çalışma Yönem Ülke Nickell & Symons (1990) Tek denklem OLS ahmini ABD Alexander(1993) Eş Büünleşme Analizi İngilere Aresis & Mariscal(1995) Eş Büünleşme Analizi İngilere Dolado & Jimeno (1997) Yapısal VAR Analizi İspanya Bender & Theodossiou (1999) Eş Büünleşme Analizi Kanada, Almanya, Danimarka, Fransa, İalya, Hollanda, Norveç, İsviçre, ABD ve İngilere Muscaelli & Tirelli (2001) Yapısal Zaman Serisi Analizi Almanya, Fransa, İalya, Norveç, Avusuralya, ABD, İngilere, Avusurya, İsviçre, Japonya Marcellino & Mizon (2001) Eş Büünleşik VAR Modeli İalya Dibooğlu & Enders (2001) Asimerik uyarlama ile eş ABD büünleşme analizi Kanada Welfe & Majserek (2002) Eş Büünleşme Analizi Polonya Wakeford (2004) Eş Büünleşme Analizi Güney Afrika Pissarides & Valani (2004) 3 Aşamalı OLS Tahmini Almanya, Fransa, İalya, Norveç, Porekiz, ABD, İngilere, Avusurya, İsveç, Japonya, Danimarka, Belçika İrlanda, Finlandiya, Hollanda Chrisopoulos (2005) Almanya, Fransa, İalya, Norveç, Porekiz, Panel birim kök ve panel eş Danimarka, Belçika İrlanda, Finlandiya, büünleşme esleri Hollanda, İspanya, UK Cavelaars (2005) Panel Veri Analizi Almanya, Fransa, ABD, İalya, Norveç, Porekiz, Danimarka, Belçika İrlanda, Finlandiya, Hollanda, İspanya, UK, Yunanisan, Japonya, Türkiye, Lüksemburg, Yeni Zelanda, İzlanda, Güney Kore, İsviçre Avusurya, Kanada Avusuralya, İsveç Brüggemann (2006) Yapısal VEC Modeli Almanya Apergis & Theodosiou (2008) Panel Veri Analizi Almanya, Fransa, ABD, İalya, Norveç, UK, Danimarka, Kanada, İsveç, Hollanda Narayan & Smyh (2009) Panel eş büünleşme esleri G7 Ülkeleri Kim, Lim & Park (2010) Yapısal VAR Kore Klein (2012) Panel VAR Güney Afrika Becker & Gordon (2012) Panel Veri Analizi Avrupa Ülkeleri Mein & Üçdoğruk (1998) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Pazarlıoğlu & Çevik (2007) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Türkyılmaz & Özer (2008) Yapısal VEC Modeli Türkiye Bildirici & Alp (2012) TAR Eş Büünleşme Analizi Türkiye Aslan vd. (2009) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Akçoraoğlu (2010) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Özaa & Esen (2010) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Sağlam & Günalp (2012) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Tek bir ülke için isihdam-verimlilik-reel ücre ilişkisini analiz eden çalışmaların bulguları da çelişikir. Nickell & Symons (1990) ABD ekonomisi için yapıkları çalışmada; reel ücreler ve isihdam arasında negaif ilişki olduğunu bulmuşlardır. İngilere üzerine yapılan çalışmalarda ise Alexander (1993) işsizliğin ücreler ve verimlilikle ayrı ayrı eş büünleşik olduğu sonucuna ulaşmış, Aresis & Mariscal (1995) ise emek verimliliği ve oralama reel geirinin

7 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 63 eş büünleşik olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Welfe & Majserek (2002) Polonya da ücreler ve işsizlik arasında herhangi bir ilişkinin olmadığı bulgusuna ulaşmışlardır. Güney Afrika üzerine yapılan çalışmalarda ise Wakeford (2004) reel ücreler ve verimlilik arasında uzun dönem denge ilişkisinin olduğu sonucuna ulaşırken, Klein (2012) ise yeni isihdam oluşumunda reel ücrelerin önemli bir rol oynamadığını espi emişir. İsihdam-verimlilik-reel ücreler arasındaki ilişkinin dışında işsizliğin belirleyicileri ve emek piyasasının uyarlanma mekanizmasının ele alındığı çalışmalarda lieraürde mevcuur. Dolado & Jimeno (1997) İspanya da süregiden yüksek işsizliğin kaynaklarını oraya koymak için yapısal VAR analizi yapmışlardır. Yazarlar İspanya da işsizliğin dinamiklerinin alında yaan emel fakörlerin, farklı ürdeki makroekonomik şoklar ve bu şokların yayılım mekanizmasındaki aşırı kalıcılık olduğunu oraya koymuşlardır. Brüggemann (2006) da Almanya da işsizliğin belirleyicilerini oraya koymak için yapısal VEC modeli ahmin emişir. Brüggemann (2006) yapısal VEC modeli sonucuna dayalı olarak; emek arzı, emek alebi ve eknoloji şoklarının Almanya da işsizliğin belirleyicileri olarak ön plana çıkığını ileri sürmekedir. Lieraürün genelinden ayrışan diğer bir çalışma Dibooğlu & Enders (2001) arafından yapılmışır. Yazarlar ABD ve Kanada da emek piyasasının uyarlanma mekanizmasının doğrusal olup olmadığını analiz emişlerdir. Söz konusu çalışmada, ABD de emek piyasasında uzun dönem dengesine uyarlanmanın doğrusal bir şekilde gerçekleşiği, buna karşın Kanada da bu uyarlanma mekanizmasının doğrusal olmayan bir ürde olduğu ileri sürülmekedir. Türkiye ile ilgili çalışmalar da ağırlıklı olarak isihdam-verimlilik-reel ücreler ilişkisi üzerine odaklanmakadır. Mein & Üçdoğruk (1998) ücre-fiya-isihdam uzun dönem ilişkisini analiz emişler ve uzun dönem ücre-fiya spiralinin geçerli olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Pazarlıoğlu & Çevik (2007) verimlilik, ücreler ve işsizlik arasındaki uzun dönem ilişkileri incelemişler ve söz konusu değişkenler arasında uzun dönem ilişki olduğunu bulmuşlardır. Özaa & Esen (2010) ise reel ücreler ve isihdamın eş büünleşik olduğunu ve reel ücrelerden isihdama doğru ek yönlü nedensellik olduğunu bulmuşlardır. Aslan vd. (2009) özel sekör ve kamu seköründe verimlilik ve reel ücreler arasındaki ilişkiyi analiz emişler, özel sekörde iki değişken arasında iki yönlü nedensellik, kamu seköründe ise verimliliken reel ücrelere doğru ek yönlü nedensellik espi emişlerdir. Benzer şekilde Bildirici & Alp (2012) de reel ücreler ve verimlilik arasındaki ilişkiyi incelemiş, verimlilik

8 64 Zekeriya YILDIRIM ve reel ücreler arasında doğrusal olmayan uzun dönem poziif bir ilişki bulmuşlardır. Öe yandan, Akçoraoğlu (2010) ekonomik büyüme ve isihdam arasındaki ilişkiye odaklanarak Türkiye işgücü piyasasının performansını analiz emiş; isihdam esnekliğinin 0.20 olduğu ve reel GSYİH ve isihdam arasında çif yönlü nedensellik olduğu sonucuna ulaşmışır. Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerini incelemeyi amaçlayan yakın arihli diğer bir çalışma (Sağlam & Günalp (2012)), Bevridge eğrisiyle Türkiye iş gücü piyasasının performansını analiz emesi bakımından lieraürden ayrışmakadır. Söz konusu çalışmanın sonuçları Türkiye iş gücü piyasasının esnek olmadığını oraya koymakadır. Son olarak makroekonomik şokların işsizlik üzerindeki ekilerini analiz eden Türkyılmaz & Özer (2008) in çalışmaları da lieraürden ayrışmakadır. Özele, Türkiye ekonomisiyle ilgili yazında ağırlıklı olarak değişkenler arasındaki nedensel ilişkilere odaklanılmış ve ilgili değişkenler arasındaki ilişkinin yönü oraya konulmuşur. Mevcu lieraürde ulaşılan bulgular reel ücrelerden isihdama doğru ek yönlü nedensellik olduğunu, işsizliken verimliliğe doğru poziif yönlü bir nedensellik olduğunu ve verimlilikle reel ücreler arasındaki nedensel ilişkilerin kamu ve özel sekörde farklılaşığını oraya koymakadır. Mevcu çalışma ilgili lieraürden farklı olarak; verimlilik, reel ücreler ve isihdam arasındaki dinamik ekileşimleri eki epki fonksiyonları ve varyans ayrışırması analizlerinden yararlanarak incelemekedir. Bu bağlamda mevcu çalışma iş gücü piyasasının kili değişkenlerinde meydana gelen dalgalanmaların kaynaklarını ve makroekonomik şokların söz konusu değişkenler üzerindeki ekilerinin oraya konulmasına odaklanmakadır. 3. Teorik Model Bu bölümde emek piyasasının dinamiklerini analiz eden küçük boyulu bir makroekonomik model ele alınacakır. Ağırlıklı olarak Brüggemann ın 2006 yılında yayımlanan çalışmasına dayanan bu iş gücü piyasası modeli, çalışmanın beşinci bölümündeki ampirik analize emel oluşurmakadır 3. Küçük boyulu makroekonomik modelin denklemleri aşağıda verilmekedir 4 : 3 Çalışmanın ampirik kısmına emel eşkil eden model Brüggemann (2006) da kullanılan modelin daha küçük boyulu bir versiyonudur. Bu modelde emek arzı dikkae alınmamakadır. Dolayısıyla modelin dinamikleri emek piyasasının üç kili değişkeni (verimlilik, isihdam ve reel ücre) arafından belirlenmekedir. 4 Modeldeki büün değişkenler logarimik olarak ifade edilmekedir.

9 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 65 Y = ρl + η (3.1) 1 L = βy γw + η (3.2) 2 W = αy + δl + η (3.3) 3 burada Y, y =Y -L ve W sırasıyla reel GSYİH, verimlilik ve reel ücrei emsil emekedir. (3.1) nolu denklem üreim fonksiyonunu emsil emekedir. Bu denkleme göre üreim; isihdam (L ) ve dışsal sokasik eknoloji değişkeni ( η ) 1 arafından belirlenmekedir. Burada, ρ parameresi ölçeğe göre geiriyi ifade emekedir. Denklemdeki dışsal sokasik eknoloji Y Y değişkeni bir rassal yürüyüş süreci ( η1 = η1 1 + ε ) izlemekedir, ε verimlilik şokudur. (3.2) nolu denklem emek alebi denklemidir. Reel ücre ve üreimdeki değişmeler emek alebinde değişime neden olmakadır. (3.3) nolu denklem ücre eşiliğidir. Bu denkleme göre ücre verimliliğe ve isihdama bağlıdır. Emek alebi (3.2) ve ücre denklemindeki (3.3) sokasik değişkenler ( η2, η3 ) aşağıdaki gibi ifade edilmekedir. D L 2 = d η φη ε η = φη + ε W 3 W 3 1 Yukarıdaki ifadelerde D L ε ve W ε sırasıyla emek alebi ve ücre şokunu emsil emekedir. Emek alebinin ve ücrelerin durağanlığı φ d ve φ W paramerelerine bağlıdır. Teorik modelde bu değişkenlerin durağanlığı ile ilgili herhangi bir kısı konulmamakadır. Bir sonraki bölümdeki eş büünleşme analizi sonuçları bu denklemlerden hangisinin durağan olduğunu oraya koyacakır. Modeldeki büün bozucu erimlerin sıfır oralama ve sabi bir varyansla normal dağıldığı varsayılmakadır. Ampirik analizde kullanılan değişkenler bakımından modelin ( ) çözümü aşağıda verilmekedir.

10 66 Zekeriya YILDIRIM y (1 β ) + γδ ( ρ 1) γ ( ρ 1) L ϕ β γα η ϕ 1 η ϕ γ = + + η W α (1 β ) + βδ α ( ρ 1) + δ 1 ρβ (3.4) 1 burada ϕ = şeklindedir. (1 ρβ ) + γδ + ( ρ 1) γα 4. Veri ve Ampirik Analiz Çalışmada 1988:1-2012:2 dönemini kapsayan çeyrek dönemlik verimlilik, isihdam ve reel ücre verileri kullanılmışır. Verimlilik değişkeni imala sanayinde işçi başına çıkıyı emsil emekedir. Reel ücre değişkeni ise nominal ücreler GSYİH Deflaörü ile deflae edilerek elde edilmişir. Son olarak isihdam değişkeni oplam isihdamı gösermekedir. Büün değişkenler mevsimsel ekilerden arındırılmışır. Çalışmada kullanılan değişkenler TUİK ve DPT den elde edilmiş ve logarimaları alınmışır. Değişkenlerin grafikleri Şekil 1 de göserilmekedir. Şekil 1 Zaman Serisi Grafikleri 6.0 y=y-l 5.6 W 10.2 L Eş Büünleşme Analizi Bu çalışmada değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin varlığı hem Johansen yaklaşımı hem de ARDL yaklaşımı kullanılarak es edilmekedir. Sandar eş büünleşme esleri değişkenlerin aynı dereceden büünleşik olmasını gerekirmekedir. Buna karşın ARDL yaklaşımında böyle bir ön koşul söz konusu değildir. Mevcu çalışmada ARDL yaklaşımının yanı sıra Johansen yaklaşımı kullanıldığı için eş büünleşme analizine

11 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 67 değişkenlerin büünleşme derecelerinin belirlenmesiyle başlanmışır. Çalışmada kullanılan değişkenlerin büünleşme derecelerini belirlemek için uygulamalı çalışmalarda yaygın bir şekilde kullanılan Phillips-Perron (PP) ve Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) esleri kullanılmışır. Tes sonuçları Tablo 2 de göserilmekedir. Tablo 2 incelendiğinde, büün değişkenlerin logarimik düzey değerleri için hesaplanan es isaisiklerinin mulak değer olarak ablo kriik değerlerinden küçük olduğu, buna karşın değişkenlerin logarimik birinci farkları için hesaplanan es isaisiği değerlerinin ablo kriik değerlerinden büyük olduğu görülmekedir. Dolayısıyla her iki es sonucu çalışmada kullanılan değişkenlerin logarimik düzey değerlerinin durağan olmadığını, logarimik farklarının durağan olduğunu oraya koymakadır. Başka bir ifadeyle birim kök esleri değişkenlerin birinci dereceden büünleşik olduğunu ifade emekedir. Tablo 2 Birim Kök Tesi Sonuçları Düzey Fark Değişkenler ADF PP ADF PP Değişkenler isaisiği isaisiği isaisiği isaisiği y 2.35 (0) 2.35 (0) y 9.74 (0)* 9.74 (0)* W 3.07 (3) 3.43 (3) W 7.74 (0)* 7.74 (0)* L 2.84 (4) 3.61**(0) L 6.25 (3)* 8.06 (0)* No: Her iki es içinde sabili ve rendli model kullanılmışır. Paranez içerisindeki ifadeler gecikme uzunluklarını ifade emekedir. Maksimum gecikme uzunluğu alı olarak belirlenmiş ve opimum gecikme uzunlukları SBC krierine göre belirlenmişir. ADF ve PP esleri için %1 ve %5 anlam düzeyinde ablo kriik değerleri sırasıyla şöyledir: 4.05, 3.45 *,** %1 ve 5 % düzeyinde isaisiksel anlamlılığı ifade emekedir. Eş büünleşme analizinde değişkenlerin büünleşme derecelerinin belirlenmesinden sonraki aşama, değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin olup olmadığının eş büünleşme esleriyle es edilmesidir. Bunun için öncelikle Johansen yaklaşımı kullanılmışır. Bu yaklaşım Vekör Ooregresyon (VAR) modelinin haa düzelme emsiline dayanmakadır. Bunun için öncelikle üç değişkenli VAR modelinin haa düzelme emsili ahmin edilmiş, iz ( λrace ) ve maksimum öz değer ( λ max ) isaisikleri hesaplanmışır 5. Hem iz esi hem de maksimum öz değer esi sonuçları Tablo 3 de göserilmekedir 6. 5 Şekil 1 den de ne bir şekilde görülebileceği üzere, reel ücrelerde döneminde ser bir arış söz konusudur. Bu arışın emel nedeni hükümein kamudaki reel ücreleri ve maaşları önemli ölçüde arırmasıdır. Hüküme kararlarına bağlı bu

12 68 Zekeriya YILDIRIM Tablo 3 İz ve Maksimum Öz Değer Tesleri Sonuçları Sabili Model Sabili ve Trendli Model Hipoez İz Tesi Maksimum Maksimum İz Tesi Öz Değer Tesi Öz Değer Tesi H 0 λ race K.D.(%5) λ max K.D. (%5) λ race K.D. (%5) λ max K.D. (%5) r=0 47.6* * * * 27.5 r= r= Her iki ese ilişkin sonuçlar %5 anlam düzeyinde bir eş büünleşme ilişkisi olduğunu gösermekedir. Her hangi bir eş büünleşme ilişkisinin olmadığı yönündeki boş hipoez gerek iz gerekse de maksimum öz değer esleri arafından reddedilmekedir. Bununla birlike bir eş büünleşme ilişkisi vardır yönündeki boş hipoez reddedilememekedir. Johansen eş büünleşme esi verimlilik, isihdam ve reel ücreler arasında bir eş büünleşme ilişkisi olduğunu oraya koymakadır. Bir önceki bölümde açıklanan eorik model bu eş büünleşme ilişkisinin emek alebi denklemi ya da ücre denklemi olabileceğini ileri sürmekedir. Söz konusu uzun dönem ilişkisinin hangi denklem olduğunu belirlemek için ARDL sınır esi yaklaşımı kullanılmışır. Peseran v.d. (2001) arafından gelişirilen bu yaklaşım aşağıdaki kısısız haa düzelme modellerinin en küçük kareler yönemiyle ahminine dayanmakadır. p p p (4.1) W = α + b y + b W + b L + b y + b W + b L + ε 0 iw i iw i iw i 4W 1 5W 1 6W 1 i= 0 i= 0 i= 0 p p p (4.2) L = α + b y + b W + b L + b y + b W + b L + ε 0 il i il i il i 4L 1 5L 1 6L 1 i= 0 i= 0 i= 0 ARDL yaklaşımında kısısız haa düzelme modellerinin gecikme uzunluğu model seçim krierlerine göre belirlenir. Bir sonraki aşamada uygun gecikme uzunluğu belirlenmiş olan modeller OLS ile ahmin edilir ve değişkenler arasında uzun dönem ilişkisinin olup olmadığı F esi kullanılarak espi edilir. Örneğin, reel ücrein bağımlı değişken olduğu reel ücre arışını dikkae almak için eş büünleşme analizine [Johansen esi ve ARDL sınır esine] söz konusu dönemi kapsayan bir kukla değişken (D88) dahil edilmişir. Bu değişken 1988:1-1993:4 dönemini kapsamakadır. 6 Johansen eş büünleşme esini gerçekleşirmek için ahmin edilen düzeyde VAR modelinin gecikme uzunluğu, model seçim krierleri (AIC,SBC,HQ) dikkae alınarak iki olarak belirlenmişir. Dolayısıyla eş büünleşme esi için uygun model VAR(2) dir. Bu model arıklardaki ookorelasyon için yapılan anısal esleri geçmekedir. Hem gecikme uzunluğu seçim krierleri sonuçları hem de ookorelasyon esi sonuçları eke verilmekedir.

13 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 69 kısısız haa düzelme modelinde eş büünleşme yokur boş hipoezi H0 : b4 W = b5 W = b6 W = 0 biçimindedir. Bu hipoez F ( WyL, ) şeklinde ifade edilir. İsihdamın bağımlı değişken W olduğu kısısız haa düzelme modelinde ise eş büünleşme yokur boş hipoezi H : b = b = b = 0 şeklindedir ve F( LyW, ) biçimde göserilir. Her iki boş hipoez F 0 4L 5L 6L L esi ile sınanarak, eş büünleşme ilişkisinde reel ücrein mi yoksa isihdamın mı açıklayıcı değişken olacağı belirlenebilir. Sınır esi için gecikme uzunluğu, model seçim krierleri ve Breusch-Godfrey ookorelasyon esi sonuçları dikkae alınarak 1 olarak belirlenmişir 7. ARDL sınır esi sonuçları Tablo 4 de göserilmekedir 8. Tablo 4 Sınır Tesi Sonuçları k Sabili Sabili ve Trendli F esi (Gecikme uzunluğu) F esi (Gecikme uzunluğu) 2 F (, ) W WyL FL ( LyW, ) FW ( WyL, ) FL ( LyW, ) 7.13* (1) 4.11 (1) 6.75* (1) 6.05 (1) Sabili F Tablo III Sabili ve Trendli F V Kriik Değerleri Al Sınır (%5) Üs Sınır (%5) Al Sınır (%5) Üs Sınır (%5) Kriik değerler Narayan (2005:p. 1988,1990) çalışmasındaki durum III ve V ablolarından alınmışır. Tablo 4 açıklayıcı değişken reel ücre olduğunda, hesaplanan F isaisiği değerinin Narayan (2005) en elde edilen üs sınır değerinden büyük olduğunu gösermekedir. Bu nedenle sınır esi sonuçları bağımlı değişken reel ücre olduğunda, değişkenler arasında %5 anlam düzeyinde uzun dönem ilişkisinin varlığını deseklemekedir. Buna karşın açıklayıcı değişken isihdam olduğunda, hesaplanan F isaisiği değeri al ve üs sınır değerlerinin arasına düşmekedir. Dolayısıyla bu durumda değişkenler arasında bir eş büünleşmeye ilişkin karar belirsizdir. Özele; sınır esi reel ücreler açıklayıcı değişken olduğunda, verimlilik, reel ücreler ve isihdam arasında bir uzun dönem ilişkisinin olduğu yönünde güçlü deliller oraya koyarken, isihdamın açıklayıcı değişken olduğu durumda ne bir sonuç oraya koyamamakadır. 7 ARDL sınır esi için gecikme uzunluğu seçimine ilişkin sonuçlar Ek 2 de sunulmakadır. 8 ARDL sınır esi sonuçları, uzun dönem kasayı ahminleri ve haa düzelme modelleri ahminleri Prof. Dr. Mehme Balcılar arafından yazılan EViews programı kullanılarak elde edilmişir. Bu çerçevede yazar sayın Prof. Dr. Mehme Balcılar a eşekkürlerini sunmakadır.

14 70 Zekeriya YILDIRIM Hem Johansen hem de ARDL yaklaşımı sonuçları dikkae alınarak, (3.3) nolu ücre denklemi aşağıdaki gibi ahmin edilmişir 9. Wˆ = 0.21y L D88 (1.01) (2.33) (2.63) R 2 =0.92, DW= 2.04, χ 2 SC (4) =0.61, ARCH (4) =2.67 Uzun dönem kasayı ahminlerine göre, Türkiye işgücü piyasasında verimlilik reel ücreler üzerinde küçük bir ekiye sahipir. Ayrıca bu eki isaisiksel olarak anlamlı değildir. Dolayısıyla ahmin edilen eş büünleşme ilişkisi iş gücü piyasasında reel ücreler ve verimlilik arasında güçlü bir bağın olmadığına işare emekedir. Bununla birlike uzun dönem kasayı ahmin sonuçları isihdam ve reel ücreler arasında güçlü bir bağın olduğunu oraya koymakadır. Bu sonuçlara göre reel ücrelerin uzun dönem isihdam esnekliği yaklaşık olarak yüzde 4 ür. Ayrıca, yukarıda sunulan ahmin sonuçları poliik kararlara bağlı olarak reel ücrelerde döneminde gözlemlenen ser arışı dikkae almak için analize dahil edilen kukla değişkenin (D88) isaisiksel olarak anlamlı olduğunu oraya koymakadır. Bu bulgu reel ücrelerde gözlemlenen hüküme kararları emelli davranışın söz konusu kukla değişkenle doğru bir şekilde yakalandığını ima emekedir Uyum Hızı Kasayıları Türkiye iş gücü piyasasının üç kili değişkeni arasındaki uzun dönem ilişki oraya konuldukan sonra, çalışmanın bu kısmında söz konusu değişkenler arasındaki kısa dönem dinamikler ve iş gücü piyasasının uyarlanma mekanizması analiz edilmekedir. Bunun için aşağıdaki Haa Düzelme Modelleri (ECMs) bir gecikmeyle ahmin edilmişir. Bu modellerdeki haa düzelme erimi ˆ ε 1 ahmin edilen eş büünleşme ilişkisinden elde edilmişir. 9 Uzun dönem kasayıların ahminleri AIC arafından seçilen ARDL (4,2,0) modeline dayanmakadır. Bu modelin arıkları eke sunulmakadır.

15 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 71 W = α + α ˆ ε + α W + α y + α L + ε W0 W1 1 W2 1 W3 1 W4 1 W L = α + α ˆ ε + α W + α y + α L + ε L0 L1 1 L2 1 L3 1 L4 1 L y = α + α ˆ ε + α W + α y + α L + ε y0 y1 1 y2 1 y3 1 y4 1 y (4.3) burada ε W, ε L ve ε y serisel olarak ilişkisiz bozucu erimlerdir. Yukarıdaki haa düzelme modeli denklemlerinin OLS ahminleri Tablo 5 e verilmekedir. Tablo 5 sisemdeki kili değişkenin reel ücre olduğunu gösermekedir. Tahmin sonuçlarıyla birlike verilen değerleri isihdam ve verimlilik denklemlerindeki uyum hızı kasayılarının (α L1, α y1 ) anlamlı bir şekilde sıfırdan farklı olmadığını oraya koymakadır. Dolayısıyla bu değişkenler zayıf dışsaldır. Başka bir ifadeyle, isihdam ve verimlilik değişkenleri uzun dönem dengesinde oraya çıkan poziif ya da negaif sapmaya reaksiyon gösermemekedir. Buna karşın reel ücre denklemindeki uyum hızı (α W1 ) anlamlı bir şekilde sıfırdan farklıdır. Dolayısıyla uzun dönem dengesine uyarlanma reel ücre değişkeni vasıasıyla olmakadır. Bu sonuç Türkiye iş gücü piyasasında dengeye uyarlanmanın isihdam yoluyla değil reel ücreler yoluyla olduğunu oraya koymakadır. Dünya Bankası arafından 2006 yılında yayımlanan Türkiye iş gücü piyasası raporu da (World Bank, 2006)) bu bulguyu deseklemekedir. Türkiye iş gücü piyasasında isihdam esnek değildir. Kaı iş gücü mevzuaı ve sıkı iş gücü piyasası düzenlemeleri; işen çıkarmaların maliyelerini doğrudan, yeni işe alımların maliyelerini ise dolaylı olarak ekilemekedir. Bu durumda firmalar yeni işçi isihdam edeceklerinde ya da işçileri işen çıkaracakları zaman bu maliyeleri de göz önünde bulundurmakadır. Özele, Türkiye iş gücü piyasasında kaı çalışma mevzuaı ve sıkı düzenlemeler isihdamın kaı olmasına yol açmakadır. Tablo 5 iş gücü piyasasında dengeye uyarlanmanın (α W1 =0.14) yavaş olduğunu gösermekedir. Uzun dönem dengesine uyarlanmanın yavaş olmasının poansiyel nedenlerinden birisi; ücrelerde özellikle azalma yönündeki kaılıklardır. Bu bağlamda isihdamın kaı olduğu gerçeği göz önünde bulundurulduğunda, iş gücü piyasasının ekinliği için ücrelerdeki bu kaılıkların giderilmesi önemlidir.

16 72 Zekeriya YILDIRIM Tablo 5 Haa Düzelme Modelleri Tahmin Sonuçları Bağımlı Değişkenler/Bağımsız Değişkenler W L y Sabi (0.299) (0.892) 0.014(3.207) ε (-6.001) (0.889) (-0.665) ˆ (0.344) (1.447) (1.742) W 1 y (2.558) 0.004(0.082) (-0.398) (-1.237) (0.244) (-4.12) L 1 D (-0.241) 0.002(0.417) (0.391) R 2 =0.40, F=12.25 DW=1.97 R 2 =0.03,F=0.56, DW=1.74 R 2 =0.19,F=4.45, DW= Yapısal Analiz Yapısal şokların Türkiye iş gücü piyasası üzerindeki ekilerini ve piyasadaki dalgalanmaların kaynaklarını oraya koymak için çalışmanın bu bölümde; eş büünleşme analizinden ve eorik modelden gelen kısılar sisem üzerine konularak yapısal şoklar (verimlilik, emek alebi ve ücre şokları) ayrışırılmışır. Bu kısılarla ayrışırılmış olan Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ahmin edilerek, eki epki ve varyans ayrışırması analizlerinden yararlanılarak yapısal şokların iş gücü piyasası üzerindeki ekileri ve söz konusu piyasadaki dalgalanmaların kaynakları oraya konulmuşur Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) SVECM indirgenmiş form Vekör Haa Düzelme Modeli (VECM) nin Vekör Harekeli Oralama (VMA) emsiline dayanmakadır 10. Eş büünleşik değişkenlerin veri yaraan süreci indirgenmiş form VECM olarak aşağıdaki gibi yazılabilir. x = x +Γ x + +Γ x + u (4.4) αβ p 1 p Bu bölümdeki açıklamalar ağırlıklı olarak Breiung, Brüggemann & Lükepohl (2004) e dayanmakadır.

17 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 73 burada α uyum hızı kasayılarını içeren nx1 boyuunda bir vekör, β nx1 boyuunda eş büünleşme vekörü, Γ i nxn boyuunda kısa dönem kasayılar marisi, x nx1 boyuunda içsel değişkenler vekörü ve u ise sıfır oralama ve sabi varyanslı bozucu erimler vekörüdür. biçimdedir. (4.4) nolu denklemdeki indirgenmiş form VEC modelinin VMA emsili aşağıdaki =Ξ + Ξ j j + 0 (4.5) i= 1 j= 1 x u u x burada p 1 1 β ( α ( In i) β ) α i= 1 Ξ= Γ şeklindedir. VMA da Ξ ve Ξ j marisleri siseme gelen şoklara değişkenlerin epkilerini emsil emekedir. Eşilik (4.4) deki u bir dönem ileri öngörü haası olduğundan, söz konusu şoklar öngörü haalarıdır. Bu nedenle Ξ ve Ancak j sonsuza giikçe, Ξ j öngörü haası eki epkilerini emsil emekedir. Ξ j sıfıra yakınsadığı için karşın Ξ uzun dönem ekileri emsil emekedir. Ξ j geçici ekileri içermekedir. Buna Öngörü haası eki epkileri ekonomik eoriye dayanmamakadır. Bu nedenle eki epki analizinden elde edilen sonuçların yorumlarının anlamlı olmayacağı açıkır. Ekonomik olarak anlamlı sonuçlara ulaşılabilecek bir eki epki analizi için şoklar ayrışırılmalıdır. Dikeyselleşirilmiş eki epkilere ulaşmak için yapısal şoklar ( ε ) ve bozucu erimler ( u ) arasında aşağıdaki gibi bir ilişkinin olduğu varsayılmakadır. u = Bε (4.6) (4.6) nolu denklem (4.5) deki VMA da yerine konulduğunda, dikeyselleşirilmiş kısa dönem eki epkiler Ξ j Bε ifadesinden ve uzun dönem ekiler ise Ξ Bε den elde edilebilir. Sisemde r eş büünleşme vekörü varsa, Ξ marisinin rankı n-r olacakır. Dolayısıyla marisi de n-r ranka sahip olacakır. Bu durumda söz konusu marisin Ξ Bε Ξ Bε en fazla r ade sıfır süunu olabilir. Bu nedenle sisemde en fazla r geçici şok (uzun dönem ekisi olmayan şok) ve n*=n-r ade ise kalıcı şok (uzun dönem ekisi olan şok) olabilir. Veri indirgenmiş rank

18 74 Zekeriya YILDIRIM marisi alında, uzun dönem eki marisinin sıfır süunlarının her biri n* bağımsız kısıı emsil emekedir. Dolayısıyla sisemde r ade geçici şok varsa, ilgili sıfır süunları n*r bağımsız kısıı ifade eder. Kalıcı şokları am olarak ayrışırmak için n*(n*-1)/2 ade ilave kısıa ihiyaç vardır. Geçici şokları ayrışırmak için ise r(r-1)/2 ilave kısı gerekmekedir. Sonuç olarak, sisemdeki şokların am olarak ayrışırılabilmesi için gerekli olan oplam kısı aşağıda verilmekedir: n( n 1) rr ( 1) nn ( 1) nr+ + = Ayrışırma Kısıları Yapısal şokları ayrışırmak için eorik model ve eş büünleşme analizinden gelen uzun dönem kısıları ve ekonomik eori göz önünde bulundurularak kısa dönem kısıları sisem üzerine konulmuşur. Üçüncü bölümdeki eş büünleşme analizi ücre denkleminin durağan olduğunu oraya koymakadır. Dolayısıyla analiz sisemde bir geçici şok (ücre şoku), iki de kalıcı şok (verimlilik ve emek alebi şoku) olduğunu gösermekedir. Başka bir ifadeyle, eş büünleşme analizi ücre şokunun sisemdeki değişkenler üzerinde uzun dönem ekisinin olmadığını ima emekedir. Bu analizin sonucu göz önünde bulundurularak, uzun dönem eki marisinin son süunun elamanları sıfır olarak kısılanmışır. * * 0 Ξ B = * * 0 * * 0 Sisem üzerine konulan diğer uzun dönem kısı ise eorik modelden gelmekedir. Üreim fonksiyonunun ölçeğe göre sabi geiriye ( ρ = 1) sahip olduğu varsayıldığında, eorik modelin çözümünden de görülebileceği gibi, emek alebi şoku ve ücre şoku verimlilik üzerinde uzun dönem ekiye sahip olmamakadır. Teorik modelden gelen bu uzun dönem kısıı şu şekilde göserilebilir. * 0 0 Ξ B = * * * * * *

19 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 75 Kısa dönem kısıları ise ücrelerin hızlı bir şekilde değişmediği gerçeği göz önünde bulundurularak konulmuşur. Ücreler uzun dönemli sözleşmelerde belirlendiğinden, ekonomik koşullarda değişim olduğunda ücreler aynı hızda değişirilmemekedir. Buradan harekele emek alebi ve verimlilik şoklarının reel ücreler üzerinde eş anlı ekiye sahip olmadığı varsayılmışır. Bu kısa dönem kısıları B marisi üzerine aşağıdaki biçimde konulmuşur 11. * * * B = * * * 0 0 * SVECM Tahmin Sonuçları, Eki Tepki Analizi ve Varyans Ayrışırması Bu bölümde öncelikle SVECM in gecikme uzunluğu model seçim krierlerinden yararlanılarak belirlenmişir. Bu krierler opimum gecikme uzunluğunun bir olduğuna işare emekedir. SVECM (1) modeli ahmini sonucunda kısa dönem eki marisi (B) ve uzun dönem eki marisi ( Ξ B) aşağıdaki biçimde elde edilmişir (0.0059) (0.0119) (0.0101) B = (0.0065) (0.0071) (0.0091) ve (0.0079) (0.0044) Ξ B = (0.0032) (0.0033) (0.0333) (0.0359) burada paranez içerisindeki ifadeler SVECM (1) in 1000 boosrap yinelemesinden elde edilen her bir noka ahminci için sandar haaları emsil emekedir. Kısa dönem eki marisindeki ilk saır sisemdeki şokların verimlilik üzerindeki eş anlı ekisini, ikinci saır isihdam üzerindeki eş anlı ekisini ve üçüncü saır ise reel ücreler üzerindeki eş anlı ekisini gösermekedir. Kısa dönem kısılardan dolayı verimlilik ve emek alebi şokunun reel ücre üzerinde eş anlı ekisi sıfırdır. Benzer şekilde eşbüünleşme 11 Eşbüünleşme analizi yalnızca bir eşbüünleşme ilişkisi olduğunu göserdiği için sisemde iki kalıcı şok (n*=2) vardır. Sisemde iki kalıcı şok olduğu için n*(n*-1)/2=1 ilave uzun dönem kısı konularak, kalıcı şoklar ayrışırılmışır. Bununla birlike sisemde bir eş büünleşme ilişkisi olduğundan dolayı geçici şokun ayrışırılması için ilave ayrışırma kısıı gerekmemekedir. Buna rağmen B marisi üzerine iki kısa dönem kısıı konularak, aşırı belirlenmiş bir SVECM modeli benimsenmişir. Dolayısıyla bir sonraki bölümdeki eki epki ve varyans ayrışırması analizleri aşırı belirlenmiş SVECM e dayanmakadır.

20 76 Zekeriya YILDIRIM analizinden gelen kısı nedeniyle ücre şokunun uzun dönem ekisi sıfırdır. Yine ölçeğe göre sabi geiri varsayımı sonucundan eorik modelden gelen kısı nedeniyle emek alebinin verimlilik üzerindeki uzun dönem ekisi sıfırdır. Hem kısa hem de uzun dönem ekiler eorik beklenilerle uyumlu ve isaisiksel olarak anlamlıdır. D y L W Yapısal şokların ( ε, ε, ε ) modeldeki değişkenler üzerindeki ekilerini analiz emek için SVECM(1) den eki epkiler elde edilmişir. Yapısal şoklara değişkenlerin epkisi Şekil 2 de göserilmekedir. Yapısal şokların isihdam üzerindeki ekileri incelendiğinde, verimlilik şokunun isihdam üzerinde negaif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu görülmekedir. Bu bulgu Keynesyen yapışkan fiya modellerinin verimlilik ve isihdam düzeyi arasında negaif ilişki olduğu yönündeki eorik çıkarımıyla uyumludur. Benzer şekilde ücre şoku da isihdamda isaisiksel olarak anlamlı bir azalmaya yol açmakadır. Ulaşılan bu sonuç reel ücreleri yalnızca maliyelerin bir unsuru olarak gören eorik görüşle örüşmekedir. Reel ücrein şoklar sonrası davranışı incelendiğinde, verimlilik şokunun reel ücre üzerinde önemli bir ekisinin olmadığı görülmekedir. Buna karşın, emek alebi şoku reel ücre üzerinde uzun dönem ekiye sahipir. Bu şok sonrasında reel ücree önemli bir arış söz konusudur. Son olarak emek alebi ve ücre şoklarının verimlilik üzerindeki ekileri oldukça farklıdır. Emek alebi şoku verimliliğin azalmasına yol açarken, ücre şoku verimlilike arışa neden olmakadır. Her iki şokun verimlilik üzerindeki ekisi de isaisiksel olarak anlamlıdır. İş gücü piyasasındaki dalgalanmaların kaynaklarını belirlemek için varyans ayrışırması analizi de yapılmışır. Bu analiz sonuçları Tablo 6 da sunulmakadır. Varyans ayrışırması analizi sonuçlarına göre, reel ücrelerdeki dalgalanmanın emel kaynağı emek alebi şokudur. Buna karşın verimlilik şoku reel ücrelerin öngörü haa varyansının çok küçük bir bölümünü açıklamakadır. İsihdamdaki dalgalanmanın en önemli kaynağı da emek alep şokudur. Bununla birlike verimlilik şoku da isihdamdaki değişimin açıklanmasında önemlidir. Faka ücre şoku isihdamdaki değişimin açıklanması bakımından büyük bir öneme sahip değildir. Bu şok isihdamdaki çok kısa dönemli dalgalanmaların kaynağını oluşurmakadır. Son olarak, verimlilikeki dalgalanmaların en önemli kaynağı verimlilik şokudur. Ücre şoku ve emek alebi şoku verimliliği yalnızca çok kısa dönemde ekilemekedir.

21 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 77 Şekil 2 İsihdam, Verimlilik ve Reel Ücrein Yapısal Şoklara Tepkisi (%70 boosrap güven aralıkları 1000 boosrap yinelemesine dayanmakadır) y ε W y ε L W ε L W ε y L L ε y ε W Tablo 6 Değişkenlerin Varyans Ayrışırması Reel ücrein Varyans Ayrışırması İsihdamın Varyans Ayrışırması Verimliliğin Varyans Ayrışırması y D h L W y D L W y D L W ε ε ε ε ε ε ε ε ε Varyans ayrışırması ve eki epki analizlerinin sonuçları birlike değerlendirildiğinde Türkiye iş gücü piyasasına ilişkin iki ilginç bulgu ön plana çıkmakadır. İlki, reel ücreler

22 78 Zekeriya YILDIRIM verimliliği önemli ölçüde ekilerken, verimliliğin reel ücreler üzerinde önemli bir ekisi yokur. Bu sonuç Elgin & Kuzubaş (2012) arafından ileri sürülen reel ücre ve verimlilik bağının kopuğu argümanını deseklemekedir. Ayrıca, bu bulgu Türkiye ekonomisinde son dönemlerde hızlı bir şekilde genişleyen ücre-verimlilik farkıyla (wage-produciviy gap) da uyumludur. İkincisi, verimlilik isihdamı hem kısa hem de uzun dönemde olumsuz ekilerken, reel ücreler isihdamda yalnızca kısa dönemde azalmaya yol açmakadır. Dolayısıyla, isihdam açısından verimlilik önemli bir değişken olarak ön plana çıkmakadır. Bu bulgu ışığında, Türkiye ekonomisinin 2002 sonrasındaki zayıf isihdam performansının arka planında söz konusu dönemde verimlilikeki arışın olduğu ifade edilebilir. 5. Sonuçlar Reel ücreler, isihdam düzeyi ve verimlilik iş gücü piyasasındaki dalgalanmaları analiz emek için kullanılan en emel makroekonomik değişkenlerdir. Bu değişkenler arasındaki karşılıklı dinamik ekileşimler eorik ve ampirik lieraürde önemli ölçüde ilgi oplamışır. Teorik lieraür iş gücü piyasasının bu üç kili değişkeni arasında karşılıklı dinamik bir ekileşim olduğunu oraya koymakadır. Ancak, eorik yazında söz konusu dinamik ekileşimlerin yönüne ilişkin yaygın bir uzlaşı mevcu değildir. Verimlilik, isihdam düzeyi ve reel ücreler arasındaki ilişki uluslararası düzlemde pek çok ülke için ampirik olarak analiz edilmişir. Türkiye özelinde söz konusu ilişkiyi analiz eden çalışmaların sayısı kısılıdır. Söz konusu çalışmalarda genellikle reel ücreler-isihdam düzeyi ve reel ücreler-verimlilik ilişkileri üzerine odaklanılmış, üç değişken arasındaki karşılıklı dinamik ekileşimler dikkae alınmamışır. Ayrıca, ilgili çalışmalarda ağırlıklı olarak değişkenler arasındaki nedensel ilişkiler incelenmişir. Mevcu çalışma eş büünleşme analizinin yanı sıra, çok değişkenli zaman serisi analizinde yaygın bir şekilde kullanılan eki epki fonksiyonu ve varysans ayrışırması araçlarından da yararlanarak, söz konusu üç kriik iş gücü piyasası değişkeni arasındaki kısa ve uzun dönem dinamikleri kaı bir iş gücü piyasası Türkiye iş gücü piyasası özelinde incelemekedir. Çalışmada ulaşılan bulgular verimlilik, reel ücreler ve isihdam düzeyi arasında güçlü karşılıklı bir dinamik ekileşim olduğu yönündeki eorik argümanı desekler nielikedir. Bu bulgulara göre, Türkiye iş gücü piyasası ekonomik koşullardaki değişime reel ücreler yoluyla

23 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ile Analizi 79 zayıf bir şekilde reaksiyon gösermekedir. Başka bir ifadeyle, söz konusu bulgu isihdamın ekonomideki dalgalanmalara reaksiyon gösermediğini, dolayısıyla kaı olduğunu ima emekedir. Çalışmada ulaşılan bir diğer önemli bulgu ise reel ücrelerde ve isihdamda meydana gelen dalgalanmaların emel kaynağının emek alebi şoku olduğu yönündedir. Ayrıca, verimlilikeki arışların isihdam düzeyini hem kısa hem de uzun dönemde negaif ekilediği sonucuna da ulaşılmışır. Bu bağlamda Türkiye ekonomisinin son dönemlerdeki zayıf isihdam performansının arka planında söz konusu dönemde verimlilikeki arışın olduğu ifade edilebilir. Sonuç olarak, çalışmanın ampirik analizi; Türkiye iş gücü piyasasının ekonomik koşullardaki değişime reel ücreler yoluyla yavaş bir şekilde reaksiyon göserdiğini, bu piyasada isihdamın kaı olduğunu, verimliliken reel ücrelere doğru güçlü bir bağın olmadığını, reel ücreler ve isihdamdaki dalgalanmaların en önemli kaynağının emek alebi şoku olduğunu oraya koymakadır. Bu bulgular ışığında, Türkiye iş gücü piyasasının zayıf performansının arka planında ücreler ve isihdamdaki kaılıklar olduğu ifade edilebilir. Bu bağlamda, iş gücü piyasasında ekinliği arırmayı amaçlayan poliikalarda öncelik bu kaılıkların oradan kaldırılmasına verilmelidir. Kaynakça Akçoraoğlu, A. (2010). Employmen, economic growh and labor marke performance: he case of Turkey. Ekonomik Yaklaşım, 77(21), Alexander, C. (1993). The changing relaionship beween produciviy, wages and unemploymen in he U.K. Oxford Bullein of Economics and saisics, 55(1), Aslan M, Aslan H.K. & Yalama, A.(2009). The dynamics of real wages and produciviy in public and privae secors: an empirical invesigaion for period in Turkey. Invesmen Managemen and Financial Innovaions, 6(3), Apergis, N. & Theodosiou, I. (2008). The Employmen-wage relaionship: was keynes righ afer all?. American Review of Poliical Economy, 6 (1), Aresis, P. & Biefang-Frisancho Mariscal, I. (1995). Wage deerminaion in he UK. Applied Economics, 27, Bender, K. & Theodossiou, I. (1999). The real wage-employmen relaionship. Journal of Pos Keynesian Economics, 21,

24 80 Zekeriya YILDIRIM Bildirici, M. & Alp, E. A. (2012). Minimum wage is efficien wage in Turkish labor marke: TAR coinegraion analysis. Qualiy & Quaniy: Inernaional Journal of Mehodology, 46(4), Breiung, J., Brüggemann, R. & Lükepohl, H. (2004). Srucural vecor auoregressive modeling and impulse responses. In H. Lükepohl & M. Krazig (Eds.), Applied ime series economerics. (pp ). Cambridge: Cambridge Universiy Press. Brüggemann, R. (2006). Sources of German unemploymen: a srucural vecor error correcion analysis. Empirical Economics, 31(2), Cavelaars P. (2005). Has he radeoff beween produciviy gains and job growh disappeared?. Kyklos, 58, Chrisopoulos, D. K. (2005). A noe on he relaionship beween real wages and employmen: furher evidence from panel coinegraion ess. Journal of Economic Sudies, 32(1), Demir F. & Erdem E. (2010). Labor marke performance afer srucural adjusmen in developing counries: ıneresing bu no so unique case of Turkey. In L.K. Valencia & B.J. Hahn (Eds.), Employmen and Labor Issues: Unemploymen, Youh Employmen and Child Labor (Chaper 1), Nova Science Publishers. Dew-Becker, Ian & Rober J. G. (2012). The role of labor-marke changes in he slowdown of european produciviy. Review of Economics and Insiuions, 3(2), Dibooglu, S. & Enders, W. (2001). Do real wages respond asymmerically o unemploymen shocks? evidence from he U.S. and Canada. Journal of Macroeconomics,23(4), Dolado, Juan J. & Jimeno, Juan F. (1997). The causes of Spanish unemploymen: a srucural VAR approach. European Economic Review,41(7), Elgin, C. & Kuzubaş, T. U. (2012). Wage-produciviy gap in Turkish manufacuring secor. İkisa,İşleme ve Finans, 27(316), Klein, N. (2012). Real wage, labor produciviy, and employmen rends in Souh Africa: a closer look. IMF working paper. Kim, S., Lim, H. & Park, D. (2010). Produciviy and employmen in a developing counry: some evidence from Korea. World Developmen,38(4), Marcellino, M. & Grayham E. M. (2001). Small-sysem modelling of real wages, inflaion, unemploymen and oupu per capia in Ialy Journal of Applied Economerics, 16(3), Mein, K. & Üçdoğruk, Ş. (1998). Türk imala sanayii nde uzun dönem ücre-fiya-isihdam ilişkilerinin ekonomerik olarak incelenmesi. Çukurova Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 8(1), Muscaelli, V. A. & Tirelli, P. (2001). Unemploymen and growh: some empirical evidence from srucural ime series models. Applied Economics, 33(8), Narayan, P.K. (2005). Saving and ınvesmen nexus for China: evidence from coinegraion ess. Applied Economics,37,