TÜRKİYE DE DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA"

Transkript

1 TÜRKİYE DE DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Üniversiesi H. Kürşad ASLAN Ken Sae Üniversiesi Öze İskandinav ücre modelinden hareke eden bu çalışma, maksimum olabilirlik emelli eş-büünleşme yaklaşımını kullanarak döneminde Türkiye de kamu işçi, memur ve özel sekör işçi ücreleri arasındaki uzun dönem ilişkiyi araşırmışır. Yapılan eş-büünleşme analizi bu ücreler için bir ade orak yörünge espi emişir. Yapılan zayıf dışsalık analizi üm ücrelerin içsel değişken olduğunu gösermişir. Bu bağlamda bu çalışma İskandinav modelinde lider ücre olarak vurgulanan ve diğer sekör ücreleri arafından akip edilen özel sekör ücrelerinin Türkiye için doğru olmadığını espi emişir. Bu çalışma son olarak uzun dönemde bu üç ücrein birbirlerinden uzaklaşmama eğiliminde olduğunu gösermişir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Anahar Kelimeler: Kamu Ve Özel Sekör Ücreleri, Zaman Serisi Analizi, Eş-Büünleşme, Vekör Haa Düzelme 23

2 THE RELATIONS BETWEEN PUBLIC AND PRIVATE SECTOR WAGES IN TURKEY FOR PERIOD: AN EMPIRICAL ANALYSIS Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Universiy H. Kürşad ASLAN Ken Sae Universiy Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Absrac By employing Scandinavian wage deerminaion model as he heoreical reference, his sudy by using maximum likelihood coinegraion approach invesigaes long run relaionship beween public officials, public secor workers and privae secor workers wages in Turkey for period. The coinegraion analysis finds one common rend among hese wages. Weak-exogeneiy es shows ha all he wages are endogenous variables. In oher words, his sudy concludes ha he privae secor s wage leadership main assumpion of he Scandinavian model is no a valid assumpion for Turkish case. Finally, he sudy shows ha hree wages do no diverge from each oher in he long run. Key Words: Public And Privae Secor Wages, Time Series Analysis, Coinegraion, Vecor Error Correcion 24

3 1. GİRİŞ Kamu seköründe isihdam edilenlerin rakamsal büyüklüğü gerek mulak ve gerekse de nispi anlamda ciddi düzeylere ulaşmışır. Kamu seköründe isihdam edilenlerin oplam isihdam içerisindeki payı gelişmiş pek çok ülkede oldukça ciddi düzeylere ulaşmışır. İsveç ve Danimarka gibi İskandinav ülkelerinde kamu çalışanlarının oplam isihdam edilebilir nüfus içindeki payı % 25 lerin üzerindedir (OECD, 2008). Bu oran Avusurya, Finlandiya ve Fransa da %20 lerin üzerindedir. Türkiye de kamu çalışanlarının oplam ücre geliri elde edenler içindeki payı % 25 ler civarındayken (Tansel, 2004: 2) oplam isihdam edilebilir nüfus içerisindeki payı yaklaşık %10 lar civarındadır (OECD, 2008: 21). Kamu isihdamı ve ücre poliikalarının kamuoyunda oplumun geneli için kamu malları üreimini genişlemek ve kamu üreimini daha verimli hale geirmek gibi nielikli amaçlı göserilse de bu poliikalar pek çok yerde kamu kaynaklarının küçük gruplara paronaj amaçlı dağııldığı diğer bir araç olarak düşünülmekedir (Tansel, 2004:2). Türkiye bağlamında da yakın zamana kadar kamu sekörü isihdamı poliikacılar arafından kullanılan bir paronaj aracı durumundadır (Buluay, 1995 ve Tansel, 2004). Dünyanın pek çok ülkesinde kamu seköründe çalışanların oplam isihdam içindeki payının oldukça ciddi bir yer eşkil emesine rağmen, kamu seköründe ücrelerin ve isihdamın ne şekilde oluşuğunu açıklayan çalışma sayısı oldukça sınırlıdır (Johansen ve Srom, 2001: 311). Bunun bir nedeni yukarıda da belirildiği üzere, kamu sekörü isihdam ve ücre poliikalarının (pek çok ülkede) poliikacılar arafından ekonomik rasyonalieden farklı amaçlarla kullanılmasıdır (Alesine vd. 1998:2 3). Bu konuda karar vericilerin, poliik paronaj ya da seçim kazanma gibi amaçları bu kişilerin karar verme moiflerinin ekonomik ekinliken uzaklaşılmalarına neden olmuşur. Kamusal isihdam ve ücre kararları sadece neoklasik bir çerçeveden değil ekonomi disiplinin oraya koyduğu diğer alep, arz, işsizlik ve verimlilik gibi emek piyasaları ile ilgili değişkenlerle de örüşmediğine olan inanç araşırmacıları bu konulardan uzaklaşırmışır. Böyle bir genellemenin oldukça sağlam emellere sahip olmasına rağmen; kamusal isihdam ve ücre poliikaları gibi konular ikisa disiplininin görüş alanından amamı ile çıkmışır savı da am olarak gerçeği yansımamakadır (Johansen ve Srom, 2001: 311). Bu savı zayıflaan önemli bir eorik model İskandinav Ücre Modelidir. Bu modelin eorik çerçevesi neoklasik yaklaşımla oldukça geniş bir kesişim kümesine sahipir. Bu çalışmanın amacı İskandinav modeli ekseninde Türkiye de kamu ve özel sekör ücreleri arasındaki ilişkinin araşırılmasıdır. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 25

4 İskandinav modelinin cevaplandırmak isediği soru: Farklı karaker ve yapısal özelliklerde de olsalar, neden birçok sekörde ücreler benzer davranışlar (arma ya da azalma) seyremekedir? Teorik olarak dış icaree yakın olan sekörlerdeki ücreler genelde yurdışında muadili işgücünün ücreleri ile paralel bir doğruluda hareke emekedirler. Ancak yapısal özellikleri iibari ile dış icaree yakın olmayan (örneğin hizme ve kamu hizmeleri) sekörlerdeki ücrelerin icaree yakın sekörlerdeki ücreler ile gözlemlenen yakın ilişkisi İskandinav modelin başlangıç nokası olarak görülebilir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Bu çalışmanın iki emel amacı vardır. Kamu sekörü ile özel sekör ücreleri arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığının araşırılması bu çalışmanın ilk amacını oluşurmakadır. Birinci amaçla bağlanılı olarak eğer ücreler arasında uzun dönemli bir ilişki var ise bu ilişkinin kısa dönemli dinamiklerini incelemek bu çalışmanın ikinci amacını gösermekedir. Bu çalışmada bu amaçları gerçekleşirmek için Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen Eş-büünleşme (co-inegraion) analizi emelli Vekör Haa Düzelme Modeli (Vecor Error Correcion Model) kullanılmışır. Türkiye de uzun dönemde kamu ve özel sekörü ücrelerinin birbirleriyle eş-büünleşik olduğu veya birbirlerinden çok fazla uzaklaşmadıkları sonucuna varılmışır. Bu çalışma 4 ana bölümden oluşmakadır. Takip eden bölümde Türkiye de döneminde isihdam ve reel ücrelerin gelişimi hakkında bilgi sunulacakır. Daha sonra, bu çalışmanın eorik çerçevesini oluşuran İskandinav Ücre Modeli anıılacakır. Daha sonraki bölümde bu eorik modelin çerçevelediği sisem Türkiye için nasıl uygulandığı (veri ve analiz) anlaılacakır. Bu bölümde ayrıca elde edilen sonuçlar yorumlanacakır. Sonuç kısmında yapılan çalışma genel haları ile değerlendirilecekir. 2. TÜRKİYE DE İSTİHDAM VE ÜCRETLER Türkiye de devle yöneiminin yapısı ve devlein ekonomi içerisindeki rol anımı zaman içerisinde bazı değişikliklere uğramışır. Özellikle ve li yıllarda devlein ekonomi içerisindeki rolünde meydana gelen genişlemeler kamu kesiminde birçok kurum ve organizasyonun kurulmasına neden olmuşur. Bu kurum ve organizasyonların görev, kapsam ve yekilerinde farklılıklar vardır. Bu kurum ve organizasyonlar ayrıca farklı büçeler içerisinde akip edilmekedirler. İşe bu nedenlerden dolayı bu kurumlarda çalışanların özlük haklarında da farklılıklar yaramışır (Tansel, 2004: 2). Türkiye de kamusal isihdam, kamu malları üreim fonksiyonunda yer alan bir üreim faköründen daha farklı algılanmakadır. Resmi olarak 26

5 kabul edilemese de kamusal isihdam devlein fonksiyonlarından bir anesi olarak algılanmakadır (Tansel, 2004: 1). Kamu kesiminde isihdam Türkiye de yakın zamana kadar poliikacılar arafından kullanılan bir paronaj aracı durumundadır (Buluay, 1995 ve Tansel, 2004:2). Aşağıdaki abloda 5 er yıllık dönemler halinde dönemine ai isihdam ve nüfus verileri göserilmişir yılında oplam nüfus 40,2 milyon iken bu nüfusun yaklaşık 15,2 milyonluk kısmı isihdam edilmekedir. Aynı yıl (1975) kamu seköründe isihdam edilen oplam kişi sayısı 869 bindir yılında her 100 çalışan arasında kamu çalışanı sayısı 5,7 kişidir. Yine 1975 yılında her 100 kişilik nüfus için çalışan kamu personeli sayısı 2,1 dir yılına gelindiğinde oplam kamu personeli sayısı milyon kişiye ulaşmışır. Bu yıl her 100 kişi başına düşen kamu çalışanı sayısı yaklaşık olarak 3,6 iken her 100 çalışandan yaklaşık olarak 10,9 u kamu seköründe isihdam edilmekedir. OECD ülkelerinde her 100 kişi başına düşen kamu personeli sayısı yaklaşık olarak 5,2 kişi iken her 100 çalışan içerisinde kamu personeli sayısı yaklaşık olarak 17,2 kişidir. Dünya genelinde 1997 rakamlarıyla 100 kişi başına düşen kamu görevlisi sayısı 3,6 iken her 100 isihdam edilenden yaklaşık olarak 11 i kamu kurum ve kuruluşlarında çalışmakadır. Türkiye deki rakamları OECD ülkeleriyle karşılaşırıldığında Türkiye deki kamu çalışanlarının nispi olarak az olduğu sonucuna varılabilir. Dünya geneli ile karşılaşırıldığında, Türkiye deki rakamların dünya oralamasına oldukça yakın olduğu gözlemlenmekedir (Tansel, 2004: 3). Tablo-1: Türkiye de İsihdam ve Nüfus Kamusal İsihdam: Büçe Türlerine Göre Konsolide Genel Büçe Kama Büçe Büçe Toplam İsihdam Nüfus ,3 125,9 869, , , ,0 238, , , , ,1 298, , , , ,6 356, , , , ,5 410, , , , ,1 410, , , , ,3 357, , , ,0 Kaynak: TUİK (2006). Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Tablo 2 ve Şekil 1 de Türkiye de özel ve kamu sekörü reel ücrelerindeki gelişmeler göserilmekedir. Şekil 1 den de akip edileceği gibi Türkiye de 1963 en 1980 li yılların başlarına kadar reel ücreler 27

6 Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN küçük dalgalanmalar gösermekedir. Bu dönemde kamu ve özel sekör işçi ücrelerinde gözle görünür bir arış rendi söz konsudur. Bu dönemde memur ücreleri de dalgalanmalar gösermekedir. Memur ücreleri özellikle 1978 sonrasında ciddi bir azalış rendi içerisine girmişir. Tablo 2 Türkiye de 10 ar yıllık dönemler halinde reel ücreler ve GSMH daki değişme oranlarını birikimli olarak gösermekedir. Tablo 2 den de gözlemleneceği gibi, döneminde reel ücrelerdeki arış oranı özel sekör işçi ücrelerinde %54, kamu işçi ücrelerinde %77 ve memur ücrelerinde%62 civarında olmuşur dönemindeki kamu ve özel sekör işçi ücreleri yaklaşık olarak sırasıyla %58 ve %24 civarında ararken memur ücreleri yaklaşık olarak %35 civarında azalmışır li yılların başlarında oraya çıkan ve 1970 lerin ikinci yarısında kendisini hisseiren perol şokları ve o dönemde izlenen ihal ikameci sraejinin sürdürülemez hale gelmesi sonucu yaşanan ekonomik sarsını bu dönemde ücreleri de olumsuz ekilemişir dönemine daha dikkale bakıldığında memurların diğer çalışanlara göre ciddi kayıplarının olduğu söylenebilir. Özellikle 1979 ve 1980 yıllarında memur ücrelerinin reel anlamda %36 civarında azalması sonucunda memurların reel ücrelerinin bu 17 yıllık dönemde hemen hemen hiç armamışır döneminde reel GSMH nın %115 arığı düşünülecek olursa bu dönemde memurlar çok ciddi nispi refah kaybıyla yüzyüze kalmışlardır. Tablo-2: Türkiye de Reel Ücrelerdeki Gelişmeler Dönemler İşçi (Kamu S.) Birikimli % Arış Oranı Memur İşçi (Özel S.) Reel GSMH ,3 4,4 91,7 114, ,9 61,6 54,4 45, ,4-35,3 24,1 47, ,8 45,6 198,1 66, ,7 33,4 76,4 40, ,5-9,3-8,7 29, ,2 85,1 820,0 552,1 Kaynak: TUİK (2006), TOBB (2002) 28

7 Şekil-1: Kamu ve Özel Sekör Reel Ücreleri Dönemi WP WG WM WP: Özel Sekör İşçi Ücreleri, WG: Kamu İşçi Ücreleri, WM: Memur Ücreleri. Veriler 1963=1 TÜFE endeksi kullanılarak reel hale geirilmişir. Kaynak: TUİK (2006), TOBB (2002) 1980 li yıllarda oraya konulan liberalleşme poliikaları ve bunun uzanısı olan reel ücrelerin düşürülmesine ilişkin cabalar kendisini 1980 li yıllarda yoğun bir şekilde hisseirmişir dönemi ek başına ikidarda olan ANAP hükümeinin ilk üç yılını gösermeke ve bu dönemde kamu ve özel sekördeki reel ücreler %20 25 düzeylerinde azalma gösermekedir yılı seçim yılı olması nedeniyle ANAP hükümei kamu işçi ve memur ücrelerine reel anlamda %20 ve %14 lük arışlar sağlamış ve ANAP 1987 seçimlerini de kazanmayı bilmişir yılında yapılan yerel seçimlerde kan kaybeden ANAP 1989 yılından iibaren kamu çalışanlarının ücrelerinde ciddi arışlar yapmışır yılında yapılan genel seçimler sonrasında kurulan koalisyon hükümei döneminde ücre arışları oldukça ciddi oranları yakalamışır yılındaki ekonomik kriz nedeniyle kriz yılı ve krizi akip eden yıllarda reel ücreler azalma eğilimi gösermiş ve 1996 dan iibaren ekrar oparlanmışır yılındaki krizden de ekilenen reel ücreler %15 25 civarında azalmışır yılı iibariyle reel ücreler halen 1993 reel ücrelerinin gerisindedir yılları arası değerlendirildiğinde Türkiye de kamu işçi ücreleri %697, özel sekör işçi ücreleri %820 ve memur ücreleri %85 oranında armışır. Bu dönemde reel GSMH deki arış oranı %552 oranındadır. Sonuç olarak bu 43 yıllık dönemde ücre geliri elde eden gruplar içerisinde gerek mulak gerekse de nispi anlamda en az kazançlı (ya da en çok kaybı olan) grubun memurlar olduğunu söylemek gerekir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 29

8 3. İSKANDİNAV MODELİ İsveç e faaliye göseren demokraik kile örgülerince gelişirilen İskandinav Enflasyon Modeli, ulusal düzeyde farklı sekörlerde ödenen ücreler arasındaki ekileşimi oraya koymayı amaçlamakadır. Bu model bir proje şeklinde düşünülmüş ve emelinde enflasyonun nasıl yayıldığı sorusunu cevaplandırmayı amaçlamışır li yılların başlarında bu modelin praike kullanımı ücreler arasındaki ilişkinin araşırılması şeklinde olmuşur (Jacobson ve Ohlsson, 1994: 343). Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Bu model Merkezi Ücreli Çalışanlar Örgüü [he Cenral Organizaion of Salaried Employees], İsveç İşverenler Konfederasyonu [he Swedish Employers Confederaion] ve İsveç İşçi Sendikaları Konfederasyonu [he Swedish Trade Union Confederaion] gibi demokraik kile örgülerinin araşırma gelişirme bölümlerinin oraklaşa çalışmaları sonucu başlayan bir araşırma projesi olarak oraya aılmışır. Bu proje sonucu oraya konan model daha sonra Norveç ve diğer İskandinavya ülkelerinde 1970 lerden iibaren yaygınlaşmış ve ücreler arasında ekileşimi incelemek amacı için kullanılmışır (Jacobson ve Ohlsson, 1994: 344; Holmlund ve Ohlsson, 1992: 4). Halmlund ve Ohlsson (1992) çalışmasında İskandinav modeli ekseninde İsveç e özel sekör ile kamu sekörü ücreleri arasındaki ilişkiyi araşırmışır. Granger nedensellik analizi ve iki adımlı (ek denklemli) haa düzelme yönemi kullanarak ücreler arasında ilişkiyi oraya koymuşur. Bu çalışma özel sekör ücrelerinden kamu sekörü ücrelerine doğru hareke eden bir nedenselliğin varlığını bulmuşur. Jacobson ve Ohlsson (1994), Anderson ve Isaksson (1997), Tägsröm (2000), Lindquis ve Vilhelmsson (2006) ve Friberg (2007) çalışmaları İskandinav ülkelerinde kamu ve özel sekör ücreleri arasındaki uzun dönem ilişkiyi araşırmışlardır. Bu çalışmalarda meo olarak Vekör Haa Düzelme Modelini, Zayıf Dışsallık Tesi ve Granger Nedensellik analizi gibi araçlar kullanılmışır. Bu çalışmalar genelde özel sekör ücrelerindeki değişmelerin kamu sekörü ücrelerine doğru bir yayılma göserdiğini espi edilmişir. İskandinav Modelinin iki emel varsayımı bulunmakadır. İlk varsayım, icare açısından küçük bir ülkede icaree konu olan (radable secors) sekörlerde oluşan oralama ücreler o sekörlerin üreiği malların dünyadaki oralama fiyalarına ( p ) ve o sekörlerdeki emeğin verimliliğine bağlıdır ( q L ). Diğer bir anlaımla uzun dönemde icaree konu olan sekörlerdeki oralama ücre düzeyi ( a w ), dünya fiyalarının 30

9 ( p ) ve işgücü verimliliğin ( q L ) bir fonksiyonu olarak denklem-1 de ifade edilmekedir. w = f p, q ) = w = p + q a (..(1) L a L Bu varsayımın önemli bir sonucu bir ülke içinde icaree yakın olan sekörlerdeki oralama ücre düzeyinin o ülke için lider ücre düzeyini emsil emesidir. Bu modelin ikinci önemli varsayımı ise icaree konu olmayan (non-radable) sekörlerdeki oralama ücre düzeyinin ( n w ) bu lider ücre düzeyini akip eiğidir. Diğer bir deyişle icarein nispeen yapılamadığı sekörlerdeki oralama ücre düzeyi akipçi durumundadır. Bu iki varsayımın oraya koyduğu ve sınanması mümkün olan sonuç; icare yapılabilen ve yapılamayan sekörlerdeki oralama ücre düzeylerinin (lider ücre arafından çizilen) bir roada beraberce hareke emeleridir. Diğer bir şekilde anlaılacak olursa, uzun dönemde (oluşurulan kararlı dengenin bir sonucu olarak) bu sekörlerdeki ücreler arasındaki fark sisemaik olarak sıfırdan farklı olmayacakır. Bu sonucun sınanabilir bir hipoez olarak yazımı denklem 2 arafından verilmekedir. n w w = 0...(2) a Maemaiksel olarak bu modelin öne sürdüğü varsayımlar denklem 1 ve 2 arafından belirilmişir. Denklem 2 nin haa düzelme meodolojisi ekseninde yazlımı ise 3 numaralı denklem arafından göserilmişir. Bu denklemde icaree yakın olmayan sekördeki ücrelerdeki değişme ( n w ), uzun dönemde ücre seviyeleri arasındaki farka; n a π [ w k w k ] ve geçmiş dönemlerde icare yapan ve yapamayan sekörlerdeki ücrelerde a n η w + δ w bağlıdır: meydana gelen arışlara; [ ] i i i i Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN k 1 n a a n [ w w ] + [ η w + δ w ] ε n w = + π k k i= 1 µ + i i i i..(3) İskandinav modellerinin emel araşırma sorusu 2. ve 3. denklemlerin bir ülke için sınanması şeklinde özelenebilir. Bu sorunun ampirik açıdan anımı bu iki ücrein uzun dönemde kararlı bir denge erafında salındığı ve bu ücreler arasındaki farkın sisemaik olarak sıfırdan farklı olamayacağı fikridir. Ücreler arasındaki farkın sisemaik olarak sıfırdan farklı olamayacağı hipoezi homojenlik hipoezi olarak anımlanmışır Jacobson ve Ohlsson (1994: 355). Yine bu model çerçevesinde oraya konulan ikinci noka ücrelerin kısa dönemli dinamiklerdir. Uzun dönemde ücreler bir denge erafında 31

10 hareke eseler dahi kısa dönemde bu dengeden ayrılışlar olabilir. İşe 3 numaralı denklemin araşırdığı noka bu dengeye ekrar nasıl dönüldüğünün oraya konulmasıdır. Bu konunun araşırılmasında bize yardımcı olacak araç Vekör Haa Düzelme (Vecor Error Correcion- VEC) yönemidir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Yukarıda maemaiksel olarak anıılan İskandinav modeli, haa düzelme (error correcion) yönemi kullanılarak Nymoen (1989) arafından Norveç ve Warginger (1991) arafından İsviçre imala sanayi ücreleri için kullanmışır. Bu yazarlar bu çalışmalarında Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen iki-adımlı haa düzelme (wo-sep-errorcorrecion) yönemi kullanmışlardır. İki aşamalı haa düzelme modeli çok değişkenli bir sisem için de kullanılabilir. Maksimum olabilirlik yönemi kullanarak paramere ahmini yapan VECM yönemi iki aşamalı modele göre daha ekindir (Maysami ve Koh, ). VECM modelinin kullanılmasının (iki aşamalı modele göre diğer bir avanajı) diğer bir faydası VECM yöneminin ücre liderliği varsayımın sınanmasına olanak sağlamasıdır (Jacobson ve Ohlsson, 1994: 346). VECM yöneminin bu avanajlarından dolayı Jacobson ve Ohlsson (1994), Tägsröm (2000), Friberg (2003) ve Lindquis ve Vilhelmsson( 2006) çalışmalarında bu yönemi kullanmışlardır. 4. KAPSAM, VERİ SETİ VE UYGULAMA 4.1. Veri Sei Kamu sekörü (icaree konu olmayan-nonradable) ile özel sekör (icaree konu olan-radable) ücreleri arasında uzun ve kısa dönemli ilişkilerin oraya konulmasını amaçlayan bu çalışmada kamu sekörü için iki ve özel sekör için bir ade ücre değişkeni anımlamışır. Bu g m değişkenler: 1) kamu sekörü isçi ( w ), 2) kamu sekörü memur ( w ) ve p 3) özel sekör isçi ücrei ( w ) değişkenleridir. Tüm veriler yıllık olup yılları arasındaki dönemi kapsamakadır. Özel sekörü işçi ücreleri özel sekörde çalışan ve asgari ücre dışında ücre elde eden çalışanların oralama ücrelerine eşiir. Bu veriler cari fiyalar ile TOBB (2002), TUİK (2007) ve DPT (2007) kiapçıklarından ya da elekronik olarak ilgili kurumların inerne sayfalarından elde edilmişir. TUİK (2007) özel sekör ücre verileri (imala sanayi) yıllarını kapsamakadır. TOBB (2002) çalışması kamu işçi ve memur ücrelerini arası dönem için sunmakadır. DPT (2007) çalışması arasında kamu işçi, memur ve özel sekör genel işçi ücrelerini vermekedir yılı için 32

11 ücreler gazeelerdeki haberler dikkae alınarak hesaplanmışır. Bu üç ücre grubuna ai dönemini kapsayan ek bir kaynakan elde edilememesinden dolayı veriler bu farklı kaynakların uyumlaşırılmasıyla üreilmişir. Bu kaynaklardan cari fiyalarla hesaplanan ücrelerdeki enflasyon ekisinin arındırılması için 1963=100 TEFE endeksi her bir seriye uygulanmışır. Son olarak, verilerin ölçüm birimi ekilerinden arındırmak (scale effec), verilerin dağılımlarının normal dağılıma yaklaşmasını sağlamak ve regresyon analizlerinde ahmin edilen paramerelerin esneklik olarak okunabilmesini sağlamak amacı ile üm seriler reel hale dönüşürüldüken sonra logarimaları alınmışır Yönem ve Uygulama Zaman serisi analizlerinde seriler arasındaki uzun dönemli ilişkileri ve bu ilişkilere ai kısa dönemli dinamiklerin incelenmesinde kullanılan önemli bir araç haa düzelme (error-correcion) modelidir (Engle ve Granger, 1987). Bir zaman serisi uzun dönemli bir rende sahipse ya da uzun dönemde oralamadan ayrılıyorsa (mean reversion) bu seri genel anlamda durağan olmayan bir seridir. Durağan olmayan zaman serileri kullanılarak yapılan analizlerde sahe regresyon (spurious regression) problemiyle karşılaşılmakadır Granger ve Newbold (1974). Serilerin farklarının alınmasıyla durağan hale geirmek ve bu şekilde durağan hale gelmiş serileri kullanarak analiz yapmak sahe regresyon problemi sorununu çözmek için uygulanan önemli bir yönemdir. Serilerin farklarının alınması diğer bir akım sorunlar yaramakadır. Bu sorunların en önemlisi serilerde uzun döneme ai bilgilerin (serilerin farklarının alınması işlemi sonucunda) kaybedilmesidir. İşe eş-büünleşme analizinin hedefi bir yandan durağan olmayan seriler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi içselleşirirken diğer yandan da sahe regresyon problemini oradan kaldırmakır. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen haa düzelme yönemi işe bu arayışın bir sonucudur. Bu çalışmaya göre eğer durağan olmayan iki ya da daha fazla serinin lineer bileşimleri (combinaion) sonucunda elde edilen yeni seri (ya da eşilik) durağan ise bu seriler eş-büünleşik serilerdir. Bunun yanında serilerin lineer bileşimlerini göseren denkleme ise eş-büünleşme denklemi denmekedir. Bu denklem bir anlamda değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi oraya koymakadır. İki ya da daha fazla sayıda değişkene ai seriler arasında böyle bir uzun dönem ilişkinin var olup olmadığının araşırılması için eş-büünleşme esi uygulanmakadır. Lieraürde değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi inceleyen iki emel eş-büünleşme yaklaşımı vardır. Bunlardan ilki Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen Haa-Terimine dayalı 33

12 (Residual Based) eş-büünleşme analizi yaklaşımı ve Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen Maksimum Olabilirlik analizi yaklaşımıdır. Johansen-Juselius (J-J) yaklaşımı değişkenler arasında eş-büünleşmenin var olup olmadığını araşırmanın yanında ahmin edilen paramerelere kısılar konulması ve Vekör Haa Düzelme Modelinin (VECM) ahminine olanak sağlaması gibi avanajları nedeni ile lieraürde yaygın bir şekilde kullanılmakadır Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Bu çalışmada yukarıda bahsedilen amaçları gerçekleşirmek için Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen eşbüünleşme (J-J) yönemini kullanacakır. J-J yönemi bir model içinde yer alan üm değişkenleri içsel olarak ele alan ve bu sisemin ek adımda eş-büünleşmesini sınayabilen bir yönemdir(maysami ve Koh, 2000: 81). Unuulmamalıdır ki iki ya da daha fazla seri için eş-büünleşme analizi yapılmadan önce (ya da bir önsel koşul olarak) kullanılan serilerin aynı düzeyde durağan oldukları konrol edilmelidir. Bu konrolün yapıldığı ve seriler arasında en az bir ade eş-büünleşme mevcu olduğunun espiinden sonra içsel değişkenler kullanılarak bu analiz aşağıdaki denklemin ahmin edilmesini öngörmekedir. k Y = λ + ΠY + Γ Y + ε (4) k 1 j= 1 j j Eğer p ade içsel değişken olduğu varsayılırsa, px1 büyüklüğünde içsel k değişken vekörünü gösermekedir. Bu denklemde Γ Y j değişkenlerin birinci farklarının kullanılarak oluşurulan Vekör Oo Regresyon (VAR) kısmını ve Π ise uzun dönem epki marisini gösermekedir. Bu maris Π = α. β şeklinde olup β pxr büyüklüğündeki eş-büünleşme vekörünü ve α erimi pxr büyüklüğündeki düzelme (adjusmen) parameresidir. Aşağıda da inceleneceği gibi uzun dönem epki marisinin boyuu ya da r nin espii birakım eslerden sonra oraya çıkmakadır. λ parameresi px1 büyüklüğünde sabi vekörünü ve ε de px1 büyüklüğünde beyaz-gürülü haa erimidir. Bu denklemde Γ ise değişkenlerin kısa dönemli dinamiklerinin ahmin edildiği pxp büyüklüğündeki marisi gösermekedir. Bu marise p ade denklem ve j ade gecikme değeri vardır. 1 j= 1 j J-J yönemi ekseninde yapılması amaçlanan haa düzelme modeli bir seri analizi kapsamakadır. Bu analizler sisemaik olarak; a) durağanlık sınaması, b) gecikme uzunluğu espii, c) eş-büünleşme esi ve d) vekör haa düzelme modelinin ahmini şeklinde sıralanabilir. 34

13 Birim Kök Tesi Eş-büünleşme analizinin bir modele uygulanmasından önce bu modele ai veriler önsel bir koşul olarak durağanlık sınamasından geçirilmekedir. Eşbüünleşme analizin bu önsel koşulu kısaca serilerin aynı düzeyde durağan olma gerekliliği şeklinde özelenebilir. Zaman serilerinde durağanlık ya da büünleşme derecelerinin incelenmesinde kullanılan i) Dickey ve Fuller (1979 ve 1981) çalışmaları ile oraya konulan Gelişirilmiş-Dickey-Fuller esi (Augnemed Dickey-Fuller-ADF) ve ii) Phillips ve Perron (1988) çalışmasınca gelişirilmiş Phillips-Peron (P-P) esi kullanılmışır. Bu çalışmada her iki es 2 ayrı model için sınanmışır. Bu modeller; 1) sabili (S) ve 2) sabili ve rendli (S+T) modellerdir. Bu eslere ai gecikme uzunluğu seçiminde SBC kısası kullanılmışır. Her bir değişken için sıfır hipoezi o değişkenin durağan olmadığını ifade emekedir. Bu eslere ilişkin sonuçlar Tablo-3 de sunulmuşur. Tablonun al kısmında MacKinnon kriik değerleri sunulmuşur. Bu abloda sıfır hipoezine ai hesaplanan esi değeri ablonun alında %10, %5 ve %1olasılık düzeyleri için MacKinnon kriik değerinden daha büyük olması durumunda o değişkene ai sıfır hipoezi ilgili olasılık değeri çerçevesinde reddedilecekir. g w Tablo-3: Birim Kök Tesleri Sonuçları m w SEVİYE p w g m w w FARK p w (S) -0,69 [1] -0,66 [1] -1,18 [1] -5,33 (a) [4] -6,41 (a) [1] -6,15 (a) [1] ADF (S+T) -4,62 (a) [1] -1,45 [1] -1,92 [1] -5,37 (a) [4] -6,58 (a) [1] -6,11 (a) [1] (S) -0,54 [1] -0,45 [1] -1,19 [1] -5,13 (a) [1] -6,48 (a) [1] -6,15 (a) [1] P-P (S+T) -2,87 [1] -1,28 [1] -2,24 [1] -5,11 (a) [1] -7,26 (a) [1] -6,11 (a) [1] S: sabili modeli, S+T ise sabili ve rendli modeli gösermekedir. Köşeli paranez [..] içerisindeki değerler SBC krierince belirlenmiş gecikme sayısını gösermekedir MacKinnon kriik -değerleri: %1(a ) ve % 5 (b) ve %10 (c) luk değerler sırası: 1) Sabi Terimli Model (S) : -2.96: -2,62; 2.) Sabili ve Trendli Model (S+T) için: -4.29: -3.56: -3,22. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Tablodan da anlaşılacağı üzere üm serilerin seviye düzeylerine ai hesaplanan düşük değerleri nedeniyle sıfır hipoezi reddedilememişir. Diğer bir deyişle her üç seri de seviye düzeyinde durağan değildirler. Bu serilerin birinci dereceden farkları alınması durumu için hesaplanan - değerleri Tablonun sağ arafında göserilmekedir. Tüm serilerin birinci düzeyde farklarının alınması ile %1 gibi bir isaisikî anlamlılık düzeyinde durağan hale geldiği gözlemlenmişir. Sonuç olarak üm ücre değişkenlerinin birinci düzeyde büünleşik ya da I(1) değişkenler olduğu sonucuna varılmışır. 35

14 Gecikme Uzunluğu Tespii Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Eşbüünleşme analizi sonuçları kullanılan gecikme sayısına bağlı olarak değişmekedir (Toda ve Phillips, 1994: 260). Bu nedenle kullanılan gecikme sayısı seçiminin iiz bir şekilde yapılması gerekmekedir. Uygulamada gecikme sayısı seçimi kararı için modelde kullanılan üm içsel değişkenlerin dâhil edildiği kısısız VAR modeli alernaif gecikme değerleri için ahmin edilmekedir. Bu alernaif gecikme değerlerine göre ahmin edilen VAR sonuçları daha sonra bir akım eslerden geçirilmekedir. Jacobson ve Ohlson (1994) çalışmasında da öngörüldüğü bu esler; ekinlik esleri ve haa erimi varsayımlarına ilişkin eslerdir. Ekinlik açısından kasayı seçimi AIC ve SBC gibi sandar ölçülerin uygulanmasıyla yapılır. Ekinlik ölçülerine ilave olarak, alernaif gecikme değerleri için ayrı ayrı ahmin edilen kısısız VAR modellerinden elde edilen haa erimi ahminleri bir dizi ese abii uulması gerekmekedir. Genelde elde edilen haa erimi ahminleri; normallik, sabi varyans ve ookorelasyon eslerine abii uulmakadır. Bu VAR analizi ile elde edilen haa erimi ahminlerinin; 1) normallik varsayımına uygunluğunu sınamak için Jarque ve Bera (J-B) esi, 2) ookorelasyon problemine sahip olup olmadığını incelemek için Ookorelasyon-LM (OTO-K) esi ve 3) sabi varyans varsayımı ile örüşüğünü sınamak için Whie Heeroscedasiciy (W-H) esi uygulanmışır. Bu uygulamalara ilişkin sonuçlar aşağıdaki abloda (Tablo-4 e) sunulmuşur. Gecikme Sayısı Tablo 4:Çok Değişkenli Analizde Gecikme Değeri Seçimi I) ETKİNLİĞE AİT TESTLER II) HATA TERİMİNE AİT TESTLER (1) AIC SBC J-B OTO-K W-H Değer Olasılık Değer Olasılık Değer Olasılık 1-12,75-12,26 * 7,49 (0,27) 9,31 (0.41) 34,7 (0.53) 2-12,76 * -11,88 6,66 (0,35) 8,36 (0.49) 65,9 (0.69) 3-12,47-11,22 6,15 (0.41) 7,40 (0,59) 104,1 (0,69) 4-12,19-10,54 9,93 (0.12) 12,49 (0.19) 138,7 (0.62) 5-12,37-10,33 15,13 (0.02) 7,61 (0.57) 160,9 (0,84) AIC (Akaike-Bilgi Krieri Tesi), SBC (Schwarz Bayesyen Krieri), J-B (Jarque-Bera normallik esi), OTO-K (Ookorelasyon LM Tesi), W-H (Whie Heeroscedasiciy esi). (1) Her bir es için göserilen süunda sol arafaki rakamlar ilgili ese ai es isaisiğini, sağ arafaki (paranez içinde verilen) değerlerse ilgili es için hesaplanan olasılık değerleridir. Tablo sonuçlarına bakıldığında 5. gecikme değeri dışındaki üm gecikme değerleri için ahmin edilen haa erimi serileri normal dağılmaka, bu serilerde ookorelasyon problemi bulunmamaka ve her bir seri sabi 36

15 varyans varsayımını bozmamakadır. Bu yüzden 4 ve daha düşük gecikme değerleri için ekinlik krierleri gecikme sayısı seçiminde öne çıkmışırlar. Tablodan da gözlemleneceği gibi, AIC kısasının 2 gecikme uzunluğunu, SBC kısası ise 1 gecikme uzunluğunu ercih emekedir. Gecikme uzunluğunun 2 ve 1 olması durumlarında haa erimine yönelik üm es sonuçları kabul edilebilir aralıklarda olduğu gözlemlenmekedir. AIC kısasının 1. ve 2. gecikme uzunluğu için hesaplanan değerleri birbirlerine çok yakın olduğundan bu çalışma zaman serilerinde uumluluk (parsimony) prensibini akip emiş ve 1 gecikme değerini kullanmışır Eş-büünleşme Tesi ve VECM Tahmini Eş-büünleşmenin var olup olmadığının sınanması için uygulanan Johansen yönemi sonuçları aşağıdaki ablodaki gibidir. Eş-büünleşme esinde amaçlanan Π ˆ = ˆ α ˆ β marisine ai rankın araşırılması şeklinde özelenebilir. Eş-büünleşme esinin cevaplandırmak isediği ve çalışmamıza uyarlanan sorusu: kullanılan üç ade ücre değişkeni için kaç ade eş-büünleşme ya da orak yörünge mevcuur? Eş-büünleşme sayısı bir anlamda Π marisinin indirgenmiş rankı olup sezgisel olarak bu marisin ahmini olan Πˆ marisinin sıfıra yakınsal olan özdeğer (eigenvalue) sayısına eşiir. Bunu ölçmek için kullanılan iki ade es vardır: Maksimum Öz-değer (Maximum Eigenvalue) esi ve İz (Trace) esi. Eşbüünleşme analizi sonuçları Tablo-5 de sunulmuşur. Bu eslerde sıfır hipoezi: H0: değişkenler arasında uzun dönem bir ilişki (eş-büünleşme) yokur şeklinde okunabilir. Her iki eş-büünleşme esi de %5 en daha küçük bir olasılık değerinde en az bir ade eşbüünleşmenin var olduğunu gösermekedir. Gerek Maksimum Öz-değer esi gerekse de İz esi değişkenler arasında en azından bir ade uzun dönemli ilişkinin varlığını işare emekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 37

16 Rank Tablo 5: Eş-Büünleşme Analizi Sonuçları Öz-değer (Eigenvalue) Özdeğer esi değeri Maksimum Öz-değer ( Eigenvalue) Tesi Kriik Değer (%5) Olasılık Değeri İz Tesi Değeri İz (Trace) Tesi Kriik Değer (%5) Olasılık Değeri 0 0,497 28,91 * 22,29 0,005 39,53 * 35, ,147 6,68 15,89 0,701 10,61 20,26 0, ,089 3,93 9,16 0,422 3,93 9, * %5 kriik değerinde anlamlı olduğunu gösermekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Eş-büünleşme için hesaplanan rank=1 olduğundan bu üç ücre değişkeninin akip eiği bir ade genel yörünge mevcu olduğu sonucuna varılmışır. Bu sonuç doğrulusunda Π ˆ = ˆ α ˆ β marisinden elde edilen sonuçların doğru bir şekilde yorumlanması gerekmekedir. Uygulamada genelde bu sonuçlar normalleşirme işlemiyle yapılmakadır. Eşbüünleşme vekörü: 1. kamu işçi ücreleri (denklem 8), 2. memur ücreleri (denklem 9) ve 3. özel sekör işçi (denklem 10) ücreleri değişkenlerinin kasayılarına için normalleşirilmişir. Normalizasyon işlemi sonucu elde edilmiş paramereler ya da β i değerleri uzun dönem esneklik ahminlerini vermekedirler. Paramere ahminlerinin al arafında paranez içinde verilen rakmalar ilgili paramere ahminine ai hesaplanan -değerileridir. w w w g m p,452+ 0,615w + 0,834w + (3,14) (3,96) m = 0 0,004TR... (8) g (7,03) p (2,90) (2,18) (2,16) = 0,737+ 1,627w 1,357w 0,008TR... (9) p m g,543 0,736w + 1,198w + (2,76) (8,41) = 0 0,006TR... (10) (2,91) Genel halarıyla bakıldığında kamu işçi ücrelerinin bağımlı değişken olduğu denklemde (8 numaralı denklem) diğer ekenler sabiken uzun dönemde memur ve özel sekör işçi ücrelerindeki %10 luk arışın kamu işçi ücrelerini sırasıyla %6,2 lik ve %8,3 lük arışa neden olmakadır. Memur ücrelerinin bağımlı değişken olduğu denklemde (9 numaralı denklem) memur ücrelerinin kamu işçi ücrelerindeki arışlardan poziif ve özel sekör işçi ücrelerindeki arışlardan negaif ekilendiği gözlemlenmişir. Özel sekör işçi ücrelerinin göserildiği denklemden de gözlemleneceği gibi özel sekör işçi ücreleri uzun dönemde kamu işçi 38

17 ücrelerinden poziif ve memur ücrelerinden negaif yönde ekilenmekedir. Yukarıdaki sonuçların daha sağlıklı bir düzleme ourulabilmesi için zayıf dışsallık (weak exogeneiy) esi uygulanmalıdır. Eş-büünleşme analizine dâhil edilen değişkenlerin gereksiz (superfluous) olup olmadıklarının sınanmasının yanında bu esin amacı eş-büünleşme denkleminde elde edilen paramere ahminlerine uygulanan lineer kısı ya da kısıların anlamlılıklarının konrol edilmesidir. Zayıf dışsallık esi sonuçları Tablo- 6 da sunulmuşur. Bu bağlamda yukarıda sonuçları sunulan her-bir eşbüünleşme denklemindeki paramere ahminlerine ( β i ) kısı konulmaka ve bu kısıların dağılımlarının ki-kare oldukları varsayılmakadır. Bu şekilde kurgulanan sıfır hipoezleri ve bu hipoezlere karşılık gelen 2 ( χ ) ve olasılık değerleri abloda sunulmuşur. İlk olarak kamu işçi ücrelerinin memur ve özel sekör işçi ücrelerinden ekilenmediğini beliren sıfır hipoezi (hipoez 1) reddedilmişir. Aynı şekilde kamu işçi ücreleri denkleminde (denklem 8) memur ücrelerinin ekisinin olmadığını beliren sıfır hipoezi de (hipoez 2) yüksek bir isaisikî anlamlılık düzeyinde reddedilmişir. 3 numaralı hipoezde ise uzun dönemde kamu işçi ücrelerinin özel sekör işçi ücrelerinden ekilenmediği belirilmekedir. Bu hipoez de yüksek anlamlılık düzeyinde reddedilmişir. 4 ve 5 numaralı hipoezlerde memur (denklem 9) ve özel sekör işçi (denklem 10) ücreleri denklemlerinde göserilen içsel değişkenlerin gereksiz (superfluous) değişkenler olduğu ifade edilmekedir. Her iki hipoez de yüksek anlamlılık düzeylerinde reddedilmişir. Bu analizden (zayıf-dışsallık esi) çıkan en önemli sonuç bu çalışmada kullanılan üm değişkenlerin içsel değişkenler olduğudur. Diğer bir anlaımla, Türkiye de çalışmanın kapsadığı yıllar için bir lider ücre espi edilememişir. Tüm ücrelerin uzun dönemde birbirlerine nedensellik bağı ile ilişkili olması poliika yapıcılarına önemli bir fırsa penceresi sunmakadır. Gelirler poliikasının bir aracı olan ücre poliikalarının (kamu ücreleri) Türkiye bağlamında ekin bir şekilde kullanılabileceğini gösermekedir. Emek piyasasında ücreler arasındaki bu ciddi geçişgenlik Türkiye deki emek piyasalarının esnek olduğu fikrini de deseklemekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 39

18 Hipoez Numarası Tablo 6: Zayıf Dışsallık Tesi Bağımlı Değişken 1. g Bağımsız Değişkenler için Kısı Vekörü LR Tesi 2 ( χ ) p-değeri w β 2 = β3 = 0 9,40 0, ,08 0, ,04 0,00 m 4. w β 2 = β3 = 0 25,73 0,00 p 5. w β 2 = β3 = 0 24,35 0,00 6. Homojenlik β 1 + β 2 + β3 = 0 1,92 0,17 Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Jacobson ve Ohlsson (1994) çalışmasının yapmış olduğu diğer bir inceleme uzun dönemde ücrelerin birbirlerinden çok uzaklaşmadığı ifade eden homojenlik hipoezidir. Uzun dönemde ücreler birbirlerinden uzaklaşması halinde ahmin edilen β i paramere oplamlarının sıfırdan farklı olması gerekmekedir. Bu hipoez Tablo-6 da 6 numaralı hipoez olarak sunulmuşur. Burada sıfır hipoezi ( H 0 : β1 + β 2 + β3 = 0 ); uzun dönemde ücreler birbirlerinden çok fazla uzaklaşmamakadırlar 2 şeklinde okunmakadır. Bu hipoez için hesaplanan ( χ ) ve olasılık değerleri çerçevesinde (%5 isaisiki anlamlılık düzeyi için) bu hipoez reddedilememişir. Diğer bir deyişle Türkiye de uzun dönemde özel sekör ve kamu seköründeki ücreler birbirlerinden çok fazla uzaklaşmamakadırlar. Yukarıda yapılan analizler gösermişir ki kullanılan üç değişken de aynı düzeyde durağandır ve bu değişkenler arasında uzun dönemli bir eşbüünleşme ilişkisi mevcuur. Çalışmanın bu aşamasında cevaplandırılmak isenen soru; uzun dönemde ücreler arasında mevcu olan bu ilişki kısa dönemde bozulursa ücre değişkenleri bu uzun dönem dengeye nasıl geri dönmekedirler? J-J eş-büünleşme denklemlerinden elde edilen haa erimlerinin bir dönem gecikmeli açıklayıcı değişken olarak kullanıldığı Vekör Haa Düzelme Modeli sonuçları Tablo-7 de göserilmişir. 40

19 TABLO 7: VEC Modeli Sonuçları HHDD HHDD HHDD wg -değ. wm -değ. wp -değ. EC -1-0,760 * -4,76-0,155 * -1,94-0,407 * -4,82 wg -1 0,448 * 2,72-0,008-0,09 0,203 * 2,32 wm -1-0,767 * -2,16-0,100-0,52-0,237-1,58 wp -1 0,015-0,03-0,023-0,21-0,542 * -2,94 C 0,016 1,46 0,003 0,94 0,011 * 2,98 R 2 0,53 0,15 0,39 Ad-R 2 0,48 0,06 0,32 OTO-K : 9,76 (0.37) Log-Likelihood :286,66 Normaliy (J-B): 5,25(0,51) W-Heero: 43,92 (0.64) Tabloda EC-1 her bir bağımlı değişken için ahmin edilen haa düzelme kasayısını gösermekedir. Tablodan da gözlemleneceği gibi kısa dönemde yaşanan bir şok nedeniyle ücreler izledikleri yörüngeden ayrılmaları durumunda dengeye geri dönme eğilimindedirler. Her bir bağımlı değişken için ahmin edilen haa düzelme parameresi isaisikî olarak anlamlı bulunmuşur. Kamu işçi ve özel sekör işçi ücreleri için ahmin edilen haa düzelme kasayılarının (sırasıyla -0,76 ve -0,407) oldukça yüksek olduğu gözlemlenmişir. Diğer bir deyişle kamu sekörü işçi ve özel sekör işçi ücreleri uzun dönem dengeden ayrılması durumunda bu sapmanın her sene yaklaşık olarak sırasıyla %76 ve %41 civarında düzelildiği espi edilmişir. Memur ücreleri için hesaplanan haa düzelme kasayısına göre memur ücrelerinin uzun dönem dengeden ayrılması durumunda her sene yaklaşık olarak %16 civarında düzelildiği sonucuna varılmışır. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Ücreler hakkında dinamik anlamda davranışlarını daha iyi anlamak için kullanılan diğer bir önemli araç varyans ayrışırma analizidir. VEC modeli sonucunda her bir ücre değişkenine ai haa erimi serileri ahmin edilmişir. Bu analizde bir değişken için ahmin edilen haa erimi serilerine ai varyans bağımlı değişken olarak kabul edilmeke ve bu değişkenin açıklanmasın bu değişkenin kendisi ve diğer değişkenler kullanılmakadır. 41

20 Aşağıdaki abloda (Tablo-8) 10. gecikme dönemine ilişkin varyans ayrışırma analizi sonuçları sunulmuşur. Modellerdeki sıralama VEC sıralaması ile eşlenik uulmuşur. Her bir saırda ilgili değişkene ai oplam varyans 100 kabul edilmiş ve bu varyans modeldeki içsel değişkenlerin kakısını görecek şekilde parçalara ayrılmışır (decomposiion). Tablodan da gözlemleneceği gibi bu analiz bize memur ücreleri serisinin dışsal olduğunu gösermekedir. Bu sonuç memur ücrelerinin diğer değişkenleri ekileyen ve ancak sadece kendi geçmişindeki dalgalanmalardan ekilenen bir değişken olduğunu gösermekedir. Memur ücrei serisine ai varyansın %97 si bu değişkenin kendi geçmişinde meydana gelen dalgalanmalardan kaynaklandığı espi edilmişir. Memurların ücrelerindeki dalgalanmalar ne özel sekör ücrelerinden ne de kamu işçi ücrelerinden kaynaklanmakadır. Tablo-8: Varyans Ayrışırma Analizleri (%) Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Toplam varyansın %.. si ( w i ) den kaynaklanır. Varyans Tanımı wg wm wp Toplam wg nin Varyansı 45,1 28,6 26,3 100 wm nin Varyansı 2,37 97,1 0, wp nin Varyansı 38,5 6,96 54,5 100 Tablodaki değerler 10. cu gecikme zamanı içindir. VEC analizindeki sıralamaya sadık kalınmışır. Bunun aksine kamu işçi ve özel sekör işçi ücreleri içsel değişkenlerdir. Her iki ücree birbirlerini karşılıklı olarak ekilemekedir. Kamu işçi ücreleri ai varyans parçalara ayrıldığında kendi geçmişinde meydana gelen şokların bu varyansın %45 lik kısmını açıkladığı gözlemlenmişir. Buna ilave olarak memur ücrelerindeki değişmeler kamu işçi ücrelerindeki dalgalanmanın yaklaşık olarak % 29 nu açıklarken özel sekör işçi ücrelerindeki değişmeler bu dalgalanmanın yaklaşık olarak %26 sını açıklamakadır. Özel sekör işçi ücrelerine bakıldığında bu ücreeki oplam varyansın sırasıyla %54 lük kısmı kendi geçmişinden, %7 lik kısmı memur ve %39 u işçi ücrelerindeki dalgalanmalardan kaynaklandığı gözlemlenmişir. Diğer bir deyişle özel ve kamu sekörü işçi ücreleri içsel değişkenlerdir. 42

21 5.SONUÇ Kamu seköründe isihdam edilenlerin oplam isihdam edilenler içindeki payı dünyanın pek çok ülkesinde oldukça ciddi düzeylerde olmasına rağmen kamu sekörü ücre düzeylerinin belirlenmesiyle ilgili akademik çalışma sayısı oldukça azdır. Bunun en önemli nedeni araşırmacıların kamu ücre değişmelerinin ekonomik olmakan çok poliik karar olduğunu düşünmelerindendir. Teorik lieraürde kamu ve özel sekör ücreleri arasındaki bağlanıyı kuran önemli bir yaklaşım İskandinav Ücre Modelidir. Bu modelin eorik çerçevesi neoklasik yaklaşımla oldukça geniş bir kesişim kümesine sahipir. Bu çalışma eorik anlamda İskandinav modelinden hareke emiş ve uygulama aracı olarak eşbüünleşme analizi emelli Vekör Haa Düzelme Modelini kullanmışır. Bu meodun kullanılmasıyla bu çalışma Türkiye de kamu ve özel sekör ücreleri arasında uzun ve kısa dönemli ilişki var mıdır? sorusunu cevaplandırmaya çalışmışır. Yapılan analizler gösermişir ki uzun dönemde kamu işçi, memur ve özel sekör işçi ücreleri arasında ciddi bir ilişki mevcuur. Bu çalışamnın oraya koyduğu ikinci bir noka kamu ve özel sekör işçi ücreleri içsel değişkenlerdir olmasıdır. Diğer bir deyişle Türkiye de çalışmanın kapsadığı dönem için bir lider ücre espi edilememişir. Bu çalışmanın oraya koyduğu diğer bir önemli noka memur ve özel sekör ücrelerinin genelde ayrık (counercyclical) bir yön (paern) izlediğidir. Bunun önemli bir nedeni memur ücreleri belirlenmesinde hükümelerin bunu ek araflı bir karar olarak almasındandır. Buna ilave olarak, uzun dönemde ücrelerin birbirlerinden çok fazla ayrılmama eğiliminde olması oraya konulan diğer bir önemli sonuçur. Türkiye nin 1994 ve 2001 krizlerinden nispeen hızlı bir şekilde kurulmasında emek piyasalarının esnek olmasından kaynaklandığı belirilmişir. Ücreler arasındaki (zayıf dışsallık esi ile oraya koyulan) karşılıklı ekileşim ya da içsel ilişki ücreler arasındaki bu geçişkenliği gösermekedir. Bu yönü ile bir gelirler poliikası ensrümanı olan ücre poliikası Türkiye için ekin bir araç olduğu sonucuna varılmışır. Uzun dönemde alebi baskılama amacını hedefleyen bir poliika sadece kamu çalışanlarının değil aynı zamanda özel sekör ücrelerine de eki edebilmekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 43

22 KAYNAKLAR Alesina, A., Reza B., ve William, E. (1998). Redisribuive Public Employmen, NBER Working Paper Buluay, T.(1995). An Overview of he Recen Trends in Labor Markes, Labor Saisics, Ankara: Sae Insiue of Saisics. DPT (2007). Ekonomik ve Sosyal Gösergeler ( ). hp://ekuup.dp.gov.r/ekonomi/goserge/r/esg.asp Engle, R.F. ve Granger, C.W.J. (1987). Co-Inegraion And Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica 55, Friberg, K. (2003). Inersecoral Wage Linkages in Sweden, Sveriges Riksbank Working Paper Series, Nr. 158, Sockholm, Sweden. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Granger, C.W.J. ve Newbold, P. (1974). Spurious Regressions in Economerics, Journal of Economerics, 2 (2), Holmlund, B. ve Ohlsson, H. (1992). Wage Linkages Beween Privae and Public Secors in Sweden, Labour 6(2),3-17. Johansen, K. ve Srom, B. ( 2001). Wages and Poliics: Evidence from he Norwegian Public Secor, Oxford Bullein of Economics and Saisics, Deparmen of Economics, Universiy of Oxford, Vol. 63(3), Johansen, S. ve Juselius, K. (1990). Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics 52 (2), Johansen, S. (1992). Deerminaion of Coinegraing Rank in he Presence of a Linear Trend, Oxford Bullein of Economics and Saisics 54, Johansen, S. (1995). Likelihood Based Inference in Coinegraed Vecor Auoregres-sive Models, Oxford: Oxford Universiy Press. Jacobson, T. ve Ohlsson, H. (1994). Long-Run Relaions beween Privae and Public Secor Wages in Sweden, Empirical Economics 19,

23 Lindquis, J.M. ve Vilhelmsson, R. (2006). Is The Swedish Cenral Governmen A Wage Leader? Applied Economics, (38), Maysami, R. C. ve Koh, T. S. (2000). A Vecor Error Correcion Model of The Singapore Sock Marke, Inernaional Review of Economics and Finance, Volume 9, Issue 1, Nymoen, R. (1989). Modeling Wages in he Small Open Economy; An Error Correcion Model of Norwegian Manufacuring Wages, Oxford Bullein of Economics and Saisics 51, OECD (2008). Employmen in Governmen in he Perspecive of he Producion Coss of Goods and Services in he Public Domain, GOV/PGC/PEM, Tägsröm, S. (2000). The Wage Spread Beween Differen Secors in Sweden, Sveriges Riksbank Economic Review, 4, Tansel, A. (2004). Public Employmen as a Social Proecion Mechnaism, Economic Research Forum Working Paper, TOBB (2002). Cumhuriye Döneminin Ekonomik Büyüklükleri ( ). Toda, H. Y. ve Phillips, P. B. C. (1994). Vecor Auoregression and Causaliy: A Theoreical Overview and Simulaion Sudy, Economeric Reviews 13, TUIK (2007). İsaisiki Gösergeler, ISSN: Yayın No: Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Warginger, K.G. (1991). Wage Formaion in he Scandinavian Model. An Empirical Tes on Swedish Daa wih an Error Correcion Model, Deparmen of Economics, Sockholm Universiy, mimeo. 45

BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI

BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN

Detaylı

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi

Detaylı

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

Birim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa

Detaylı

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI TCMB Faiz Kararlarının Piyasa Faizleri Ve Hisse Senedi Piyasaları Üzerine Ekisi Mura Duran Refe Gürkaynak Pınar Özlü Deren

Detaylı

Birim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 02, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

Maliyet Hastalığı Hipotezi: Türkiye de Kamu ve Özel Sektör Ücretleri Üzerine bir Uygulama

Maliyet Hastalığı Hipotezi: Türkiye de Kamu ve Özel Sektör Ücretleri Üzerine bir Uygulama Maliye Hasalığı Hipoezi: Türkiye de Kamu ve Özel Sekör Ücreleri Üzerine bir Uygulama Mura ASLAN 1 H. Kürşad ASLAN 2 Öze: Türkiye de eğer kamu seköründe çalışanların (memur ve işçilerin) reel ücreleri ile

Detaylı

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının

Detaylı

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,

Detaylı

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2011, Volume: 6, Number: 4, Aricle Number: 3C0085 SOCIAL SCIENCES Received: May 2011 Acceped: Ocober 2011 Şeyma Çalışkan Çavdar Series : 3C Yildiz

Detaylı

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ Cenral Bank Review Vol. 10 (July 2010), pp.23-32 ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2010 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ

Detaylı

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ 45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı

Detaylı

Erkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey

Erkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey 1 Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike, gelişmek iseyen

Detaylı

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu Hayvansal Üreim 53(): 3-39, 01 Araşırma Türkiye de Kırmızı E Üreiminin Box-Jenkins Yönemiyle Modellenmesi ve Üreim Projeksiyonu Şenol Çelik Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni Anabilim Dalı

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Yıl: 24 Sayı:88 Temmuz 2010 97 İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Ebru Yüksel* - Güldal Güleryüz** 32 Öze Bu makale, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası na (İMKB) ai

Detaylı

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.

Detaylı

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY

Detaylı

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Türkiye Ekonomisinde Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme Mehme MUCUK * Doğan UYSAL ** Öze Genel olarak enerji, ekonomik ve endüsriyel kalkınma için önemli bir girdi kabul edilmekedir. Ancak enerjinin bazı

Detaylı

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:17 Sayı:1 Haziran 2013 ss.17-35 Rasyonel Bekleniler Hipoezinin Tesi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Tes of he Raional Expecaions Hypohesis: Inflaion, Ineres Rae and Exchange

Detaylı

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ * İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.

Detaylı

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi

Detaylı

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Mura ÇETİN Doç. Dr., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü mura.cein@bozok.edu.r Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Detaylı

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

Detaylı

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss2963 Number: 37, p. 399-408, Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma

Detaylı

Paper prepared for the EY International Congress on Economics I "EUROPE AND GLOBAL ECONOMIC REBALANCING" Ankara, October 24-25, 2013

Paper prepared for the EY International Congress on Economics I EUROPE AND GLOBAL ECONOMIC REBALANCING Ankara, October 24-25, 2013 Paper ID Number: 222 Paper prepared for he EY Inernaional Congress on Economics I "EUROPE AND GOBA ECONOMIC REBAANCING" Ankara, Ocober 24-25, 2013 Gazi Universiy Deparmen of Economics Türkiye İş Gücü Piyasasi

Detaylı

SORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI

SORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI Ekonomeri 8 Ocak, 0 Gazi Üniversiesi İkisa Bölümü SORU SETİ 0 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI PROBLEM Aşağıda verilen avuk ei alebi fonksiyonunu düşününüz (960-98): lny = β + β ln X + β ln X + β ln X +

Detaylı

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği Volume 4 Number 3 03 pp. -40 ISSN: 309-448 www.berjournal.com Borsa Geiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yönemlerle Analizi: Türkiye Örneği Yusuf Ekrem Akbaşa Öze: Bu çalışmada,

Detaylı

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ BANKA KREDİ PORTFÖLERİNİN ÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAANAN ALTERNATİF BİR ÖNTEM ÖNERİSİ K. Bau TUNA * ÖZ Ödememe riski banka kredilerini ve bankaların kredi porföylerini ekiler.

Detaylı

Mevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa

Mevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik

Detaylı

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r

Detaylı

EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Ünal ARSLAN Musafa Kemal Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. E-posa: uarslan@yahoo.com Yıldız SAĞLAM Musafa Kemal Üniversiesi

Detaylı

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği

Detaylı

MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA

MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 5, Sayı:, 3 MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİLE BİR UGULAMA Özlem AVAZ KIZILGÖL (*) Öze: Bu çalışmada, GSİH, ihraca,

Detaylı

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Güz 2013, Cil:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:7997 PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Sevinç GÜLER * Halime TEMEL NALIN * * IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Öze Bu çalışmada Türkiye de devle iç borçlanma seneleri,

Detaylı

Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği

Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği Volume 2. Number 1. 2011 pp. 121-142 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği Burcu Ozcan a Ayse Ari b Öze: Finansal

Detaylı

Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği

Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır.

Detaylı

TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY

TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY Journal of Yasar Universiy 22 26(7) 4392-444 TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY M. Ali Bilginoğlu

Detaylı

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

Ekonomik Yaklaşım 2015, 26(94): doi: /ey.35602 eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Associaion Ekonomik Yaklaşım 2015, 26(94): 57-84 www.ekonomikyaklasim.org doi: 10.5455/ey.35602 Türkiye İş Gücü Piyasası Dinamiklerinin Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli

Detaylı

HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI

HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 8 Sayı: 40 Volume: 8 Issue: 40 Ekim 2015 Ocober 2015 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA

Detaylı

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR

Detaylı

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012 Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi

Detaylı

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi

Detaylı

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ Dr. Burcu GÜVENEK Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F. Đkisa Bölümü Dr. Volkan ALPTEKĐN Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F.

Detaylı

Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği

Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 05 9 (): 35-36 Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Munise ILIKKAN ÖZGÜR (*) Öze: Makroekonomik isikrarının sağlanmasında cari işlemler

Detaylı

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Hisse Senedi Fiyalarıyla abancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Toda-amamoo aklaşımı Dr. Cüney AKAR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF. Öze Bu çalışmada İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında (İMKB) IMKB100

Detaylı

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey MPRA Munich Personal RePEc Archive Crude Oil Impor and Economic Growh: Turkey Erginbay Ugurlu and Aydın Ünsal Isanbul Aydın Universiy, Gazi Universiy 28 May 2009 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/69923/

Detaylı

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü

Detaylı

Metal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy

Metal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy SESSION Meal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipoezinin ürkiye Ekonomisi için Sınanması Inensiy of Meal (Seel) Use Hypohesis: A es for urkish Economy Assoc. Prof. Dr. Fikre Dülger (Çukurova Universiy, urkey)

Detaylı

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ Eem Hakan ERGEÇ Eskişehir Osmangazi Üniversiesi Mura TAŞDEMİR Eskişehir OsmangaziÜniversiesi Öze İnşaa sekörü çıkısının

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac

Detaylı

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun

Detaylı

Türkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz

Türkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz Enerji, Piyasa ve Düzenleme (Cil:2, 2011, Sayfa 49-73) Türkiye de Elekrik Tükeimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz H. Mura Eruğrul * Öze Çalışmada Türkiye de elekrik ükeimi büyüme ilişkisi 1998Ç1-2011Ç3

Detaylı

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case FİNANSAL FAKTÖRLERİN REEL PARA TALEBİ ÜZERİNDEKİ ROLÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ The Roles of Financial Facors on he Real Money Demand: Turkey Case Musafa SEVÜKTEKİN * Mehme NARGELEÇEKENLER * BAÜ 8() 45 ÖZ Araşırmanın

Detaylı

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Ekisi: Türkiye İçin Bir Uygulama Prof. Dr. Recep TARI Kocaeli Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

Detaylı

Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)

Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01) June 7-9, 2009, Eskişehir, Turkey. Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004:0-2009:0) Yusuf Volkan Topuz * İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İşleme Bölümü,

Detaylı

AN EMPIRICAL STUDY ON BUDGET REVENUE- EXPENDITURE MANAGEMENT IN 1950 2006 PERIOD IN TURKEY: A COMPARISON OF SINGLE PARTY AND COALITION GOVERNMENTS

AN EMPIRICAL STUDY ON BUDGET REVENUE- EXPENDITURE MANAGEMENT IN 1950 2006 PERIOD IN TURKEY: A COMPARISON OF SINGLE PARTY AND COALITION GOVERNMENTS Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2009, C.14, S.3 s.265-288. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2009, Vol.14,

Detaylı

Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey

Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey SESSION C: Çalışma Ekonomisi 67 Büyüme ve İsihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği Yusuf Muraoğlu (Hii Universiy, Turkey) The Relaionship beween Growh and Employmen: The Case of Turkey Absrac One of he

Detaylı

THE IMPACT OF EXCHANGE TRADED FUNDS ON THE LONG TERM RELATIONSHIP OF INDEX MARKETS: AN EMPRICAL ANALYSIS ON THE ISE-30 INDEX

THE IMPACT OF EXCHANGE TRADED FUNDS ON THE LONG TERM RELATIONSHIP OF INDEX MARKETS: AN EMPRICAL ANALYSIS ON THE ISE-30 INDEX Dumlupınar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi / Dumlupınar Universiy Journal of Social Sciences BORSA YATIRIM FONLARININ ENDEKS PİYASALARDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: İMKB-30 ENDEKSİ ÜZERİNE

Detaylı

Türkiye de Petrol Tüketimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Bütünleşme Yöntemi İle Analiz Edilmesi

Türkiye de Petrol Tüketimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Bütünleşme Yöntemi İle Analiz Edilmesi Volume 5 Number 2 2014 pp. 47-60 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Reşa Ceylana

Detaylı

Azerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi

Azerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi SESSION 3B: Ora Asya Ekonomileri 07 Azerbaycan, Kazakisan, Kırgızisan ve Türkiyede İkisadi Özgürlük ve İsihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi Prof. Dr. Ekrem Erdem (Erciyes Universiy, Turkey) Ass. Prof.

Detaylı

Türkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi. Şenol Çelik

Türkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi. Şenol Çelik Adıyaman Üniversiesi Fen Bilimleri Dergisi 5 (1) (2015) 80-93 Türkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi Şenol Çelik Bingöl Üniversiesi Ziraa Fakülesi Zooekni Bölümü,

Detaylı

Türkiye de Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişkilerin Ekonometrik İncelemesi. Erkan Özata *

Türkiye de Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişkilerin Ekonometrik İncelemesi. Erkan Özata * İlişkilerin Ekonomerik İncelemesi * Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. İş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş

Detaylı

NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)

NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*) NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin

Detaylı

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Zaman serisi modellerinde, bağımlı değişken Y nin zamanındaki değerleri, bağımsız X değişkenlerinin zamanındaki cari

Detaylı

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM **

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** 95 İ.Ü. Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi No:39 (Ekim 2008) TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfein ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** Öze Para poliikası kararlarındaki

Detaylı

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1 RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya

Detaylı

FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS

FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cil/Vol. : - S ayı/no: 2 : 33 42 (20) FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * Yrd.

Detaylı

İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI

İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI Onur GÖZBAŞI * ÖZ Bu çalışmanın amacı, İMKB ile gelişmeke olan yedi ülkenin (Arjanin, Brezilya,

Detaylı

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi 259-284 Saın Alma Gücü Pariesinin Azerbaycan, Kazakisan ve Kırgızisan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbüünleşme Analizi Turhan Korkmaz Emrah İsmail Çevik ** Nüke Kırcı Çevik *** Öz Bu çalışmada Azerbaycan,

Detaylı

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of

Detaylı

REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ. Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL

REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ. Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL Çalışmanın Amacı Finansal serbesinin başladığı 1990 sonrası dönemini kapsayan süreçe Türk Lirası nın değerlenmesinin Balassa- Samuelson

Detaylı

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini Ekonomeri ve İsaisik Sayı:4 006-1-8 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ Whie ın Heeroskedisie Tuarlı Kovaryans Marisi Tahmini Yoluyla Heeroskedasie Alında Model Tahmini

Detaylı

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN, Zekeriya YILDIRIM, S. Faih KOSTAKOĞLU FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN Yrd.Doç.Dr. Anadolu Üniversiesi,

Detaylı

GÖRÜNMEZ AMA HĐSSEDĐLMEZ DEĞĐL: TÜRKĐYE'DE ÇIKTI AÇIĞI

GÖRÜNMEZ AMA HĐSSEDĐLMEZ DEĞĐL: TÜRKĐYE'DE ÇIKTI AÇIĞI Cenral Bank Review Vol. 11 (July 211), pp.15-28 ISSN 133-71 prin / 135-88 online 211 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ GÖRÜNMEZ AMA HĐSSEDĐLMEZ DEĞĐL: TÜRKĐYE'DE

Detaylı

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/

Detaylı

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ AKDENİZ ÜNİVERSİTESİ ZİRAAT FAKÜLTESİ DERGİSİ,, 15(),71-79 AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ Selim Adem HATIRLI Vecdi DEMİRCAN Ali Rıza AKTAŞ Süleyman Demirel Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım

Detaylı

EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ

EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ Hilal BOZKURT Öze: Çok sayıda ampirik araşırma

Detaylı

Bankaların Hisse Senedi Getirilerinde Faiz Oranı Riski: Dalgacıklar Analizi ile Türk Bankacılık Sektörü Üzerine Bir Uygulama

Bankaların Hisse Senedi Getirilerinde Faiz Oranı Riski: Dalgacıklar Analizi ile Türk Bankacılık Sektörü Üzerine Bir Uygulama Bankacılar Dergisi, Sayı 59, 26 Bankaların Hisse Senedi Geirilerinde Faiz Oranı Riski: Dalgacıklar Analizi ile Türk Bankacılık Sekörü Üzerine Bir Uygulama Dr. Alper Özün * - Ailla Çifer ** Bu makale göserge

Detaylı

Yaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi

Yaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 10 Sayı: 4 Ekim 2010 ss. 1139-1153 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tesing he Effec of he Dayligh Saving Time

Detaylı

KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN EDİLMESİ

KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN EDİLMESİ Cil/Volume: 15 Sayı/Issue: Haziran/June 017 ss./pp. 163-181 İ. E. Kayral Doi: hp://dx.doi.org/10.11611/yead.6404 KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN

Detaylı

Vadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması

Vadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi Inernaional Journal of Alanya Faculy of Business Yıl:014, C:6, S:3, s. 1-13 Year:014, Vol:6, No:3, s. 1-13 Vadeli İşlem Piyasasında Opimal Hedge Rasyosunun Saik

Detaylı

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI Tayfur BAYAT ÖZ Bu çalışmada 2002M-20M5 dönemine ai aylık verilerle alernaif nominal vadeli mevdua faiz oranları ile ükeici

Detaylı

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? Doç. Dr. Harun TERZİ Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi 618 Trabzon Tel : (462) 3773311 Fax : (462) 3257281 e-mail : herzi@ku.edu.r

Detaylı

Teknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.

Teknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir. YAPISAL DEĞİŞİKLİK Zaman serileri bazı nedenler veya bazı fakörler arafından ekilenerek zaman içinde değişikliklere uğrayabilirler. Bu değişim ikisadi kriz, ikisa poliikalarında yapılan değişiklik, eknolojik

Detaylı

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul MPRA Munich Personal RePEc Archive Long memory and srucural breaks on volailiy: evidence from Borsa Isanbul Emrah Ismail Cevik and Gülekin Topaloğlu Namık Kemal Universiy, Bülen Ecevi Universiy 014 Online

Detaylı

Zekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK

Zekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK Cenral Bank Review Forhcoming, pp.1-26 ISSN 1303-0701 prin 1305-8800 online 2015 Cenral Bank of he Republic of Turkey hps://www3.cmb.gov.r/cbr/ ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA

Detaylı

Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134

Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134 Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134 ADA ÜLKELERİNDE TURİZM TALEBİ: KUZEY KIBRIS TÜRK CUMHURİYETİ ÖRNEĞİ TOURISM DEMAND IN THE ISLAND COUNTRIES: THE CASE OF NORTHERN CYPRUS TURKISH REPUBLIC ÖZET

Detaylı

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10 econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf he Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Alp, Elcin Aykac Working

Detaylı

YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI

YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI Dergisi YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA Ali ACARAVCI Musafa Kemal Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi acaravci@homail.com ÖZET Bu çalışma,

Detaylı

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ T.C. KÜLTÜR ve TURİZM BAKANLIĞI STRATEJİ GELİŞTİRME BAŞKANLIĞI TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ UZMANLIK TEZİ Selim DAĞLIOĞLU EKİM - 010 ANKARA T.C. KÜLTÜR

Detaylı

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*

Detaylı

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ Leven ERDOĞAN ÖZET. Bu çalışmada verimliliğin devrevi harekei, ekonomik faaliyelerle ilişkisi ve verimliliği nelerin belirlediği açıklanmaya

Detaylı

İMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi

İMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:41, Sayı/No:, 1, 14-6 ISSN: 133-173 www.ifdergisi.org 1 İMKB 1 endeksindeki kaldıraç

Detaylı

Araştırma Makalesi. Selçuk Üniversitesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) ISSN:

Araştırma Makalesi.  Selçuk Üniversitesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) ISSN: Araşırma Makalesi www.ziraa.selcuk.edu.r/ojs Selçuk Üniversiesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) 63-69 ISSN:1309-0550 Türkiye nin Tarım Ürünleri İhraca Fonksiyonu ve Döviz Kuru Belirsizliğinin

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve

Detaylı