TÜRKĠYE DE ĠġSĠZLĠK HĠSTERĠSĠ VE STAR MODELLERĠ UYGULAMASI

Transkript

1 Marmara Üniversiesi Ġ.Ġ.B.F. Dergisi YIL 2011, CĠLT XXXI, SAYI II, S TÜRKĠYE DE ĠġSĠZLĠK HĠSTERĠSĠ VE STAR MODELLERĠ UYGULAMASI Ali KOÇYĠĞĠT Tafur BAYAT Ali TÜFEKÇĠ Öze Bu çalışmada Türkie nin dönemine ai ıllık işsizlik oranı kullanılarak zamanla medana gelen şokların Türkie deki işsizliğin doğal oranına ekisi olup olmadığı araşırılmışır. Genişleilmiş Dicke-Fuller (1981) birim kök esi kullanılarak serinin düze değerlerinde durağan olmadığı sonucuna varılmışır. Lieraürde işsizlik hiserisinin varlığının sınanmasında geniş kullanım alanı olan umuşak geçişli ooregresif modelleri (STAR) ve doğrusal olmaan eki-epki fonksionları kullanılmışır. Yumuşak geçişli ooregresif modeli ugulamasına göre Terasvira (1994) süreci ve Escribano-Jorda (1997) prosedürü için lojisik umuşak geçişli ooregresif modeli seçilmişir. Model ugulamasının sonucunda, iç ve dış ikisadi dalgalanmaların işsizliğin doğal oranında değişmelere neden olduğu bulunmuşur. Absrac Anahar Kelimeler: Ġşsizlik Hiserisi, STAR Modeller, Doğal Ġşsizlik Oranı UNEMPLOYMENT HYSTERESIS IN TURKEY AND APPLICATION OF STAR MODELS In his research, i's been sudied wheher economic shocks affec naural unemplomen rae biases in Turke b analzing unemplomen raes beween he ears of Saionari of series is esed b using Augmened Dicke- Fuller es developed b Dicke and Fuller (1981). I has been concluded ha series are no saionar on level values.smooh Transiion Auoregressive (STAR) models which is widel acceped for esing he presence of unemplomen hseria and nonlinear impulse-response funcion have been used for he deecion of his effec. Doç. Dr., Ġnönü Üniversiesi, Ġk. Ve Ġd. Bil. Fak., Ġkisa Bölümü, ali.kocigi@inonu.edu.r Yrd. Doç. Dr., Ġnönü Üniversiesi, Ġk. Ve Ġd. Bil. Fak., Ġkisa Bölümü, afur.baa@inonu.edu.r Uzman, Türkie Ġsaisik Kurumu, aufekci@uik.gov.r 45

2 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ According o resuls of smooh ransiion auoregressive model, for Terasvira (1994) process and Escribano-Jorda (1997) procedure, logisic smooh ransiion model (LSTAR) was chosen. Afer he applicaion of his model, we invesigaed ha domesic and inernaional economic flucuaions cause change in he figure of naural unemplomen rae. Kewords: Unemplomen Hseresis, STAR Models, Naural Unemplomen Rae 1.GiriĢ Türkie ekonomisinin belki de en çok arıģılan makroekonomik olgusu iģsizlik ve bu iģsizliğin espiindeki meodolojik arıģmalarıdır. Türkie dahil birçok ülkede iģgücü piasasına ai gösergeler Uluslararası Emek Örgüü anımlarına uguna olarak hesaplanmakadır. Her ne kadar emeğin oraa çıkarılması ve emeğin kama değer üreip uriçi gelirlere kakısı önüle iģgücü gösergeleri önem aģısa da, poliik ve ikisadi açıdan bu gösergeler isikrarın virini konumdadır. ġuba 2001 krizinden sonra ugulanan enflason hedeflemesi poliikası ile enflason oranında azalma ve isikrarlı ekonomik büümee paralel olarak iģsizlik oranlarının arzu edilebilir sevielere düģmemesi hiseri ekisini akıllara geirmekedir. ĠĢsizlik hiserisi, konjonkürel dalgalanmaların iģsizlik oranında araığı kalıcı Ģoklar olarak anımlanmakadır. 1 Cari iģsizliğin uzun süre üksek seremesi sonucunda doğal iģsizlik oranını (uzun dönem iģsizlik oranını) ukarıa çekmesi olarak a anımlanabilir. Phelps (1972) arafından iģsizlik hiserisi, geçici Ģoklardan sonra süreklilik arz eden iģsizlik olarak anımlanmıģır. Genel olarak hiserinin varlığı iki eorik emele daandırılmakadır. Birincisi, piasa kaılığı olarak adlandırılan ve Lindberg ve Snower ın (1988) içeridekiler-dıģarıdakiler modelinde vurguladıkları, güçlü sendikal apılanmaların söz konusu olduğu ekonomilerde özellikle ücrelerin iģgücü piasasını dengee geiren denge ücre düzeinin üzerinde bulunması iģsizliği ükselmekedir. Ġkincisi ise Phillips eğrisi aklaģımının manığına daanmakadır. Buna göre, enflasonu düģürmee önelik poliikalar süreklilik arz edecek Ģekilde iģsizliği ukarı doğru imekedir. Genel olarak, doğal iģsizlik oranında medana gelen değiģme, makroekonomik değiģkenlerde medana gelen dalgalanmalar 2 vea kurumsal değiģimlere ol açan iģgücü piasasına önelik devlein apığı düzenlemelere daanmakadır. Hiserinin varlığı, iģsizlik dinamiğinin durağan olmaan bir sürece dolaısıla da uzun dönem dengesine dönmemesine neden olur. Hiserinin söz konusu olmaması ise iģsizlik dinamiğinin durağan bir süreç olmasına ani eerince esnek olup uzun dönem dengesine dönmesine neden olur. 1 Camarero, M., Tamarı, C., Hseresis vs. naural rae of unemplomen: new evidendence for OECD counires, Economics Leers, Vol:84, (2004), ss:413 BarıĢık, S., Çevik, E., ĠĢssizlike hiseri ekisi: Uzun Hafıza Modelleri, Kamu-ĠĢ Dergisi; C:9, S:4, (2008), ss:6 2 Blanchard, O.J.,,Wolfers, J., The Role Of Shocks And Insiuions Ġn The Rise Of European Unemplomen: The Aggregae Evidence, Economic Journal, Vol. 110, 462, (2000), March, ss:1-33. Phelps, E.S., Behind The Srucural Boom, The Role Of Asses Valuaions, American Economic Review, Vol. 89., (1999),ss:

3 2. Lieraür Analizi ĠĢsizlikle ilgili ampirik modellerin önemli bir bölümü doğal iģsizlik oranını belirlemee önelik olarak çalıģmalar olarak karģımıza çıkmakadır. ĠĢsizlik hiserisi konusundaki çalıģmalar daha çok iģsizlik daasında hiserinin varlığı konusunda geleneksel birim kök esleri ve apısal kırılmaları dikkae alan birim kök esleri Ģeklinde kendini gösermekedir. Ülkeler arasındaki karakerisik farklılıklara karģın, klasik birim kök eslerinin apıldığı çalıģmaların büük bir bölümünde hiserinin varlığı konusunda Avrupa ekonomilerine önelik bulgular espi edilmiģir. 3 Diğer arafan, benzer meodoloji ABD için karma sonuçlar vermiģir. AraĢırmaların büük bölümü ABD için hiseri olmadığı sonucuna varırken 4, farklı spesifikasonları hesaba kaan bazı araģırmalar ise hiserinin varlığı sonucuna varmıģır 5. Yakın zamandaki birim kök esleri ise spesifikason problemini aģmaa çalıģmıģlardır. Song ve Wu (1997), Levin ve Lin (1992) eslerini kullanarak ABD deki iģsizlik oranının durağan olduğunu bulmuģlardır. Anı Ģekilde Leon- Ledesma (2002) da Im, Pesaran ve Shin (IPS) (1997) esini kullanarak ABD iģsizlik daasının durağan olduğunu bulmuģlardır. Türkie ekonomisinde önelik apılan çalıģmalarda Küçükkkale (2001) dönemi için Kalman filireleme ekniği ile, Pazarlıoğlu ve Çevik (2005) dönemi için Rache modeli ile, BarıĢık ve Çevik (2008) dönemi için Zivo-Andrews ek kırılmaı dikkae alan birim kök esi, Bai-Perrron çoklu kırılma esi, Geweke ve Porer-Hudak, Modifie EdilmiĢ Log-Periodogram ve ARFIMA modelleri ile, Yılancı (2009) dönemi için Perron, Zivo- Andrews, Lumsdaine-Papell ek ve içsel kırılmalı birim kök esleri ile hiseri ekisinin varlığını oraa komuģlardır. Ancak Güloğlu ve Ġspir (2011) dönemi için Carrion-i Silvesre çoklu apısal kırılmaı dikkae alan panel birim kök esile bazı sekörler haricinde Ģokların iģsizlik üzerinde uzun ve kalıcı bir eki aramadığı bulgusuna ulaģmıģlardır. 3. Veri Sei ve Yönem Bu çalıģmada Türkie nin ılları arasına ai akif nüfus içerisinde dönemi Bulua ın (1995) çalıģmasından ve Blanchard, O.J., Summers, L.H., Hseresis And The European Unemplomen Problem, S. Fısher (Ed.), NBER Macroeconomic Annual, Mı Press, Cambridge, Ma. (1986), Mıchell, W. F., Tesing For Uni Roo And Persisence Ġn Oecd Unemplomen Raes, Applied Economics, Vol. 25, (1993), ss: Roed, K., Unemplomen Hseresis-Macroevidence From 16 Oecd Counries, Empirical Economics, Vol. 21, (1996), ss: Michell (1993), a.g.m. Breıung, J., Some Simple Tess Of The Moving Average Hpohesis, Journal of Time Series Analsis, 15, (1994),, ss: Nelson, C.R., Plosser, C.I., Trends And Random Walks Ġn Macroeconomic Time Series, Journal of Monear Economics, 10, (1982), ss Perron, P., The Grea Crash, The Oil Price Shock And The Uni Roo Hpohesis, Economerica, Vol. 57, (1989), ss: Roed (1996), a.g.m., ss:561 47

4 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ dönemi ise Türkie Ġsaisik Kurumu veri abanından elde edilen logariması alınmıģ iģsizlik oranı serisi kullanılmıģır Augmened (GeniĢleilmiĢ) Dicke-Fuller (ADF) Birim Kök Tesi Geleneksel Dicke-Fuller esleri sadece birinci dereceden bir AR (auoregressive) sürecini emel alarak süreci ürüürler. 6 Tese p gecikme uzunluğu olmak üzere AR(p) modeli için; boģ hipoezinde ARIMA(p,1,0) ooregresif eģbüünleģik harekeli oralama (auoregressive inegraed moving average) sürecine karģılık alernaif hipoezde durağan ARIMA(p+1,0,0) süreci es edilir. 7 Ancak haa eriminin beaz gürülü özelliği göserebilmesi diğer bir ifadele serisinin önemli gecikmelerinden birisi unuulursa haa eriminde ookorelasona neden olunur ve modele daha üksek dereceden AR eklemek gerekebilir. DF esinde 1. dereceden ookorelason süreci alındığı için haa eriminin ( ) beaz gürülü özelliği göserebilmesi amacıla daha üksek seviede ookorelason sürecine sahip modellerin alınması gerekir. 8 p 1 i i1 i2 (1) p c 1 i i1 i2 (2) p c 1 2 i i1 i2 (3) WN(0, 2 ) WN(0, 2 ) WN(0, 2 ) 1 deki regreson sabi erimsiz ve rend değiģkeninin olmadığı modeli, 2 deki regreson sadece sabi erimin dahil edildiği modeli, 3 deki regreson sabi erim ve rend değiģkeninin dahil edilen modeli ifade emekedir. Tes süreci değiģkeninin birden küçük olup olmaması üzerine kuruludur. Birim kök esi sonucunda boģ hipoezin reddi diğer bir ifadele alernaif hipoezin kabul edilmesi serisinin birim kök aģımadığı ve durağan olduğu sonucuna ulaģırır. Serinin 6 Dicke, D. A., Fuller, W. A., Likelihood Raio Saisics For Auoregressive Time Series Wih A Uni Roo. Economerica 49, (1981), ss: Cheung, Y-W., Lai, K. Lag Order And Criical Values of he Augmened Dicke-Fuller Tes, Journal of Business and Economics Saisics, Vol:13, No:3, (1995), ss: Sever E., Demir, M., Türkie de Büçe Açığı ile Cari Açık Arasındaki ĠliĢkilerin VAR Analizi ile Ġncelenmesi, EskiĢehir Osmangazi Üniversiesi Ġ.Ġ.B.F Dergisi, Nisan 2(1), (2007), ss:

5 düze değerinde durağan olması I(0), birinci farkında durağan olması I(1) ile ifade edilmekedir. Dicke-Fuller (1979) ADF esinin limi dağılımlarını üremiģ ancak MacKinnon (1991,1996) sonlu örneklemler için kriik değerleri elde emiģlerdir. Tablo 1: ADF Birim Kök Tesi Sonuçları DeğiĢkenler In(un) Sabisiz Sabili Sabi+Trend Düze Değeri (0)* 0.37 (0)* (1)* [ ]** [ ]** [ ]** Birinci Fark (0)* (0)* (0)* [ ]** [ ]** [ ]** No: Haa erimlerine doğrusal olmaan modeller ugulandığı için değiģkenlerin durağanlık derecelerini bulmak amacıla Kapeanios vd. (2006) çalıģmalarında önerdikleri gibi GeniĢleilmiĢ Dicke-Fuller doğrusal birim kök esi sonuçlarına er verilmiģir. *Paranez içindeki değerler SIC krierine göre seçilen gecikme uzunluklarını gösermekedir. Gecikme uzunluklarının sıfır olması durumunda Dicke-Fuller esini ifade emekedir. ** ADF esi için %5 güven aralığında Mac Kinnon(1996) kriik değerleridir. Serilerin durağanlığı için serisinin ahmin edilen τ (au) isaisik değerinin MacKinnon (1996) ablo değerinden mulak değer içinde büük olması ( h ) gerekmekedir. GeniĢleilmiĢ Dicke-Fuller es sonuçlarına göre iģsizlik oranı serisi düze değerinin sabi erim ve rend değiģkeninde birim kök aģıdıkları, bununla birlike birinci farkında [I(1)] durağan oldukları görülmekedir YumuĢak GeçiĢli Ooregresif (STAR) Modeller Rejim değiģim modelleri rejimin zaman içinde değiģim Ģekline göre ikie arılmakadırlar. Ġlk olarak rejim değiģim modelinde rejimler (regime, sae) gözlemlenebilen bir değiģkene bağlı olarak değiģmekedir. EĢik ooregresif (Threshold Auoregressive,TAR) ve YumuĢak geçiģ ooregresif (Smooh Transiion Auogressive (STAR)) modelleri bu alanda değerlendirilmekedir. TAR modellerini eorik olarak ilk önce Tong (1978, 1983, 1990), Tong ve Lim (1980) çalıģmalarında, ugulamaa dönük olarak ise Tsa (1989), Chan (1993), Hansen (1996, 1997) arafından ele almıģır. 1,0 ve 2,0 her bir rejime ai ooregresif paramereleri, p 1 ve p2 doğrusal kısımlara ai ooregresif gecikme uzunlukları, d gecikme parameresi, haa erimleri sıfır oralama ve sabi varans ile normal ve bağımsız 2 2 (iid) dağılması ve modeli 9 ; iid(0, ) olmak üzere 2 rejimli (m=2) STAR 9 Teräsvıra, T., Modelling Nonlineari Ġn U.S. Gross Naional Produc , Empirical Economics, 20, (1995), ss:582 Van Dıjk, D., Teräsvıra, T., Franses, P.H., Smooh Transiion Auoregressive Models A Surve Of Recen Developmens, Economeric Reviews,21, (2002), ss:4 49

6 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ ( 1,0 1, , p ) (1 ( ;, ))+( 2,0 2, , ) ( ;, ) 1 p 1 G s c p 1 p 2 G s c (4) vea; 1 (1 G( s ;, c)) 2 G( s ;, c) (5) ifadesinde (1, ) için ( 1,..., p ) ve (,,..., ), i=1,2 ve c eģik parameresi vea vekörüdür. Model i i,0 i,1 i, p 3 ü z,..., 1 z Ģeklinde dıģsal değiģkenler ekleerek geniģlemek mümkündür. k GeçiĢ fonksionu G( s ;, c) (0,1) olmak üzere sürekli bir fonksiondur. 10. s için; s d GeçiĢ değiģkeni olan,dıģsal değiģken olarak s z ve içsel değiģkenlerin doğrusal olmaan fonksionu s h( ; ) olduğu varsaılır (Akgül vd, 2007:7). Eğim vea diğer bir ifadele umuģaklık parameresi nın üksek olması bir rejimden diğerine geçiģin ne kadar hızlı olduğunu göserir. STAR modeli rejimin sürekliliğine izin verir. Dolasıla iki rejim arasında geçiģ G(.) 0 vea G(.) 1arasında umuģakır. Bununla birlike G(.) fonksionu 0 ile 1 arasında aldığı değerlere göre rejim değiģmelerinin farklı değerler almasını sağlar. Bu nedenlerden dolaı lieraürde oraa çıkan logisik fonksion (logisic smooh ransiion auoregressive, LSTAR) ve üssel fonksion (eponenial smooh ransiion auoregressive, ESTAR) vardır. Buna göre k gecikmeli ve 2 rejimli LSTAR ve ESTAR modelleri 11 ; 1 LSTAR G( s ;, c) 1 ep ( s c) (6) ESTAR G( s ;, ) 1 ep 2 c ( s c) olarak ifade edilir. 0 gimesi durumunda G(.) fonksionu doğrusal, olması durumunda ise G(.) fonksionu lojisik vea eponenial durumları göserir. LSTAR modelinin uarlanma süreci asimerik, ESTAR modelinin ise simerikir. 12 (7) Enders, W., Applied Economeric Time Series, 3. Edion,Isbn , (2009), ss: Casado,J. M., Trıvez,J., Asmmer, Persisence And Non-Lineari Of Spanish Unemplomen Raes, General Economics And Teaching, , (2004), pp:5 11 Enders, (2009), a.g.k. ss: Bildirici,M., Akaç,E., Mevdua Faiz Oranlarının Tar Ailesi Modelleri Ġle Analizi, 8. Türkie Ekonomeri Ve Ġsaisik Kongresi, (2007), Maıs, Ġnönü Üniversiesi, Malaa, ss:5 50

7 STAR modellerinin TAR modellerine karģı en büük avanajı koģullu oralama fonksionunun farklılaģabilmesidir. Bununla birlike STAR modellerinde geçiģ paramereleri olan c ve i ahmin eme zorluğu vardır. Ele alınan modellerin doğrusal vea doğrusal olmaan olduğunu es emek için; H0 : 1 = 1 vea =0 (Doğrusal AR(p) modeli) H : vea 0 ( STAR modeli) olarak es edilir. Ancak boģ hipoezden ve alernaif hipoezden ekilenmemekedir. Dağılımları ile sandar olmaan dağılımdır. Doğrusal olmaan model sadece alernaif hipoez alında belirlendiği için bu problemi çözmek amacıla G (.) geçiģ fonksionun 3. dereceden Talor açılımı apılır. LSTAR modeli için 1. ve 3. dereceden Talor açılımı 13 ; 0 1 s e LM 1 için H 0 : s 2 s 3 s e LM 3 için H 0 : LM e 0 1 s 2,0 s 3,0 s e 3 için H 0 : 1 2,0 3,0 0 (8-9-10) Tes süreci için doğrusallığı ifade eden boģ hipoez alında regrese edilmesinden elde edilen bulunur. ve T 2 SSR ˆ 1 1 ˆ ve i SSR 0 T ˆ 1 2 ve kalını kareler oplamı ve i 1, 2,3. için s ardımcı regresondan hesaplanır ve bulunur.14 Buna göre; T( SSR 0 SSR 1 )/3( p1) LM 3 F SSR 0 /( T 4( p1)) 15 Ģeklinde hesaplanır. Fonksionel kalıbın belirlenmesinde doğrusalsızlık esi için kurulmuģ olan ardımcı regresona F esi apılır. 16 Analiz içerisinde gecikme uzunluğu 3, geçiģ parameresi olarak 1 seçilmiģir. (11) 13 Terasvira (1994), a.g.m., ss:15 Enders, (2009), a.g.k., ss: Terasvira (1994), a.g.m., ss:209 Enders, (2009), a.g.k., ss: BoĢ hipoez alında F esi aklaģık olarak 3( p 1) ve T4( p 1) serbeslik derecesi ile dağılır. 51

8 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ Tablo 2: Fonksionel Biçim Tes Sonuçları Terasvira S p=3 d=1 Escribano-Jorda H H 03 H 02 H 01 H 0L 0E [0.8787]* [0.8333]* [0.9043]* [0.2191]* No: * olasılık değerlerini gösermekdir. Terasvira (1994) süreci için 03 3 H02 : 2 0 ve 3 0, H01 : 1 0 ve Eğer H [0.2977]* : 0 H, nin olasılık değeri en küçük ise ESTAR modeli seçilir, diğerleri için LSTAR seçilir. Escribano-Jorda H : 0 ve H0 : (1997) prosedürü için 0E 2 4 L Tablo 2 de er alan fonksionel biçim es sonuçlarında hem Terasvira (1994) sürecinde H 01 in olasılık değeri hem de Escribano-Jorda (1997) prosedürü için H 0L nin en küçük olduğu değer alınarak LSTAR modeli seçilir. LSTAR modeli için ilk olarak eģik parameresi ( c ) sabi kabul edilmiģir. Ġkinci aģamada sabi c ile ahmin edilir. ArdıĢık ierason ile değerler bir nokaa akınsarsa LSTAR modeli anlamlı çıkar. 17 LSTAR modelinde uarlanma süreci asimerikir. Tablo 3 : LSTAR Modeli Tahmin Sonuçları Paramere 1,0 Rejim 1 1,1 1,2 c [0.026]* [0.027]* [0.454]* [0.000]* Paramere 2,0 2,1 2, Rejim 2 [0.026]* [0.07]* [0.047]* [0.067]* No: * iģarei olasılık değerlerini gösermekedir. Gözlem saısının az olmasına bağlı olarak serinin aģırı uum göserme (overfiig) sorunu aģaabileceğini göz önünde bulundurarak Türkie nin iģsizlik oranına ugulanan es sonuçları doğrusal olmaan bir apıı oraa komakadır. Gecikme saısının 3 olarak belirlenmesine rağmen anlamsız paramereleri çıkarıldığı modelde; Türkie nin dönemine ai iģsizlik oranı serisinin uarlanma süreci; parameresinin aldığı değere göre rejimler arasında ser geçiģlere nazaran pürüzsüz ve avaģ geçiģler gösermekedir. Logariması alınmıģ olan iģsizlik oranı 0,148 dan büük olduğunda düģmee eğilimli değildir. 16 Akgül, I., Koç, S., Koç, S., Cari ĠĢlemler Dengesi Rejim DeğiĢim Modelleri Ġle Modellenebilir mi?, 8. Türkie Ekonomeri ve Ġsaisik Kongresi, (2007), Maıs, Ġnönü Üniversiesi, Malaa:7, ss: Enders, (2009), a.g.k., ss:

9 Grafik 1: GeçiĢ DeğiĢkeni ve Parameresi Grafik 2: Dönemi Uzun ve Cari Dönem ĠĢsizlik Oranı 18 LSTAR modeli sapan gözlemleri (oulier) gözlemleri opladığı için veride er alan sapan gözlemler aslında doğrusal olan bir modeli doğrusal değilmiģ gibi göserme olasılığı bulunmakadır. Modelde rejim değiģim hızını göseren kasaısı isaisiksel olarak anlamsız olması bu olasılığın bir iģarei olabilir. Ancak logariması alınmıģ olan serinin d=1 için rejim parameresi c nin isaisiksel olarak anlamlı olması ile birlike değeri iģsizlik oranı serisinde daralma ve geniģleme evreleri arasındaki ora nokaı gösermekedir. Grafik 1 de cari iģsizlik oranının üksek seremesi nedenile doğal iģsizlik oranını ukarıa çekiği sonucu oraa çıkmakadır öncesi döneme ai doğal iģsizlik oranındaki eğilimi görebilmek amacıla gerekli analizi apacak veriler mevcu olmadığı için söz konusu veri hesaplanamamakadır. Ancak 1950 sonrası döneme önelik apılan çalıģmalarda cari iģsizlik oranı ile doğal iģsizlik oranı arasında poziif iliģkinin varlığı görülmekedir. Bu bağlamda Küçükkale e (2001) göre döneminde iģsizlik oranı ile doğal iģsizlik oranı arasında zaıfa olsa poziif bir iliģki vardır. Grafik 2 deki görsel izlenimlere göre dönemi arasında doğal iģsizlik oranı ile cari iģsizlik oranı anı rendi gösermiģ, ancak 2004 sonrası dönemde değiģkenler arasındaki iliģki zaıflamıģır Doğrusal Olmaan Eki-Tepki Fonksionları Doğrusal modellerde eki epki fonksionları hzamanı ile -1 zamanı arasındaki farkı w 1, anındaki Ģokun bouunu olarak göserirsek ora perioaki büün Ģoklar sıfır olacak Ģekilde eki epki fonksionu (TI); 18 Doğal iģsizlik oranının hesaplanmasında Küçükkale (2001) Doğal ĠĢsizlik Oranındaki Kenesen Hiseri Üzerine Klasik Bir Ġnceleme baģlıklı çalıģmasından ararlanılmıģır. ss:3-4 53

10 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ TI( h,, w ) E[,... 0, w ] 1 h 1 h 1 E[ 0,... 0, w ] h 1 h 1 ve h 1,2,3... Ģeklinde göserilebilir. ġok boularının ile arasında oluģuğunu varsaıldığında AR(1) süreci için eki-epki fonksionu; TI ( h,, w 1 ) 1 h ve h 1,2,3... Ģeklinde olur. Doğrusal model için oluģurulan eki-epki fonksionunu SETAR modeli için geniģleirsek; 1,1 1 eğer ( 1 0) 1,2 1 eğer ( 1 0) için (12) (13) (14) 1,1 eğer ( 1 0 ve 1 0) 1,1 1,2 ( 1,1 1,2 ) 1 eğer ( 1 0 ve 1 0) TI(1,, w 1 ) 1,2 1,1 ( 1,2 1,1 ) 1 eğer ( 1 0 ve 1 0) 1,2 eğer ( 1 0 ve 1 0) (15) 1 0 ve 1 0 için değiģik değerleri olmasından dolaı, ne simeri ne de geçmiģ bağımlılık doğrusal olmaan modellerin özellikleri olmaacakır. 19 Koop vd. (1996) spesifik Ģokları olmak üzere genelleģirilmiģ eki-epki fonksionlarını (GI); GI ( h,, w 1 ) E[ h, w 1 ] E[ h w 1 ] ve h 1,2,3... Ģeklinde anımlamıģlardır GI de, döneminde medana gelen, kadarlık bir Ģok durumunda h nın veri beklenisi geçmiģe ve Ģok kanalına bağlı olarak Ģekillenecekir. Bekleninin ve w 1 nin bir fonksionu (16) 19 Enders, (2009), a.g.k., ss:476 54

11 olması durumunda esadüfî değiģkenler ve 1 nin farklı sonuçları olarak algılanabilir. Koop vd. (1996) GI ( h,, w 1) fonksionunu rassal değiģken için; GI ( h,, 1 ) E[ h, 1 ] E[ h 1 ] (17) Ģeklinde anımlamıģlardır. Son olarak Koop ve diğerleri (1996) STAR modellerinde h 1 olduğunda GI fonksionunun koģullu beklenen değerinin ugun olmadığını, epkilerin farklı değerleri için sokasik simulason apılmasını önermekedir. Eğer Ģok ise w 1 için GI ( h,, w 1) 0 ve h olur. Aksi durumlarda ise Ģok kalıcı olacakır. Poer (1995) ve Koop vd. (1996) sonlu bir ufuka dağılımın GI ( h,, w 1) Ģokların sürekliliğinin bir ölçümü olarak orumlanabileceği önerisinde bulunmuģlardır. Grafik 3: Reseson döneminde poziif Ģoklar Grafik 4: :Reseson döneminde negaif Ģoklar Grafik 5:GeniĢleme döneminde poziif Ģoklar Grafik 6: GeniĢleme döneminde negaif Ģoklar 55

12 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ Ġsihdam arama poliikalarından ve iģgücü piasasındaki kaılıklardan kanaklanan nedenlerden dolaı daralma dönemlerindeki Ģoklar, geniģleme dönemindeki Ģoklardan çok daha ekili ve daralma dönemlerinde aģanan Ģokların ekisi daha çabuk oraa çıkmakadır. Bu üzden daralma dönemindeki isihdam aramaa önelik poliikalar, geniģleme dönemindeki poliikalara göre daha ekin sonuçlar vermekedir. Arıca hem geniģleme hem de daralma dönemindeki negaif Ģokların iģsizlik oranı üzerindeki ekisi poziif Ģoklara kıasla daha ekin olduğu görülmekedir. Dolaısıla resesondan çıkıģ dönemlerinde ugulamaa konulan geniģleici makro ekonomik poliika ugulamalarında bir reel değiģken olarak iģsizlik oranının söz konusu poliikalara epkisinin daha avaģ olduğu sölenebilir. 4. Sonuç Hiserinin ekisinin varlığı, iģsizlik dinamiğinin durağan olmaan bir sürece dolaısıla da uzun dönem dengesine dönmemesine neden olmasıla ekonomilerde sosal ve ikisadi olumsuzluklara ol açmakadır. Geleneksel birim kök esini kullanan çalıģmaların büük bir bölümü özellikle OECD ülkeleri için hiseri hipoezini desekler sonuçlar oraa komuģur. Bununla birlike, Amerikan ekonomisine önelik az saıdaki çalıģma ise hiseri iģsizliği hipoezini reddemiģir. Türkie de cari iģsizlik oranı ile doğal iģsizlik oranı arasındaki iliģkinin varlığı birçok çalıģmada analiz edilmiģir. Türkie nin dönemine ai iģsizlik oranı zaıfa olsa hiserinin varlığını gösermekedir. Türkie nin dönemine ai iģsizlik oranı serisinin uarlanma süreci; rejimler arasında pürüzsüz ve avaģ geçiģler gösermekedir. ĠĢsizlik oranında bulunan daralma ve geniģleme rejimlerindeki poziif ve negaif Ģokların ekisi iģsizlikle mücadelede poliika apıcıların kararlarını ekileecek özellikler aģımakadır. Bununla birlike iģsizlik oranının asimerik davranıģı üzerinde, hem geniģleme hem de daralma dönemlerinde negaif Ģokların önemli bir ekisi bulunmakadır. Tarihsel süreç içerisinde Türkie ekonomisinde aģanan her bir kriz makro ekonomik faalielerde ve sekörler arası iliģkilerde önemli apısal dönüģümler aģamakadır. Bu dönüģümler sırasında aģanan gerek poziif gerekse negaif Ģoklar emek piasasında var olan beklenileri değiģirmekedir. 56

13 Kanakça AKGÜL, I., KOÇ, S., KOÇ, S., (2007), Cari ĠĢlemler Dengesi Rejim DeğiĢim Modelleri Ġle Modellenebilir mi?, 8. Türkie Ekonomeri ve Ġsaisik Kongresi, Maıs, Ġnönü Üniversiesi, Malaa:1-21 BARIġIK, S., ÇEVĠK, E., (2008), ĠĢsizlike hiseri ekisi: Uzun Hafıza Modelleri,Kamu-ĠĢ Dergisi; C:9(4),ss:1-36 BĠLDĠRĠCĠ,M., AYKAÇ,E., (2007), Mevdua Faiz Oranlarının TAR Ailesi Modelleri ile Analizi, 8. Türkie Ekonomeri ve Ġsaisik Kongresi, Maıs, Ġnönü Üniversiesi, Malaa:1-9. BLANCHARD, O.J., SUMMERS, L.H., (1986), Hseresis and he European Unemplomen Problem, Journal of Economerics, Vol:74, pp: FISHER, S., (ed.), NBER Macroeconomic Annual, MIT Press, Cambridge, MA. FISHER, S., WOLFERS, J., (2000), The Role of Shocks and Insiuions in he Rise of European Unemplomen: The Aggregae Evidence, Economic Journal, Vol. 110, 462, March, C1-C33. BREITUNG, J., (1994), Some Simple Tess of he Moving Average Hpohesis, Journal of Time Series Analsis, 15, BULUTAY, T., (1995), Emplomen, Unemplomen and Wages in Turke, Ankara, Inernaional Labour Office CAMARERO, M., TAMARIT, C., (2004), Hseresis vs. naural rae of unemplomen: new evidendence for OECD counires, Economics Leers, Vol:84, pp: CASADO,J. M., TRIVEZ,J., (2004), Asmmer, Persisence and Non-lineari of Spanish Unemplomen Raes, General Economics and Teaching, , pp:1-32 CHAN, K.S., (1993), Consisence and Limiing Disribuion of he Leas Squares Esimaor of a Threshold Auoregressive Model, The Annals of Saisics, Vol:21, pp: CHEUNG, Y-W., LAĠ, K. (1995), Lag Order And Criical Values of he Augmened Dicke-Fuller Tes, Journal of Business and Economics Saisics, Vol:13, No:3, pp: DICKEY, D. A., FULLER, W. A., (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica, 49, pp: ENDERS, W., (2009), Applied Economeric Time Series, 3. Edion,ISBN ESCRIBANO, A., JORDÁ, O. (1997), "Improved Tesing and Specificaion of Smooh Transiion Regression Models", Nonlinear Time Series Analsis of Economics and Financial Daa, Dordrech: Kluwer Academic Press

14 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ GÜLOĞLU, B., ĠSPĠR, S., (2001), Doğal ĠĢsizlik Oranı mı? ĠĢsizlik Hiserisi mi? Türkie için Sekörel Panel Birim Kök Sınaması Analizi, Ege Akademik BakıĢ Dergisi, No:11(2), ss: HANSEN, B.E., (1996), Inference When a Nuisance Parameer is No Idenified Under he Null Hpohesis, Economerica, Vol:57, pp: HANSEN, B.E., (1997), Inference in TAR Models, Sudies in Nonlinear Dnamics& Economerics, Vol:2, Issue:1, pp:1-14 IM, K. S., PESERAN, M.H.,SHIN, Y., (1997), Tesing for Uni Roos in Heerogeneous Panel, Deparmen of Applied Economics, Universi of Cambridge. KAPETANIOS, G., SHIN Y., SNELL A., (2006), Tesing for Coinegraion Nonlinear Smooh Transiion Error Correcion Models, Economeric Theor, 22, pp: KÜÇÜKKALE Y., (2001), Doğal ĠĢsizlik Oranındaki Kenesen Hiseri Üzerine Klasik Bir Ġnceleme: Kalman Filre Tahmin Tekniği ile Türkie Örneği , V. Ulusal Ekonomeri ve Ġsaisik Sempozumu, Adana. KOOP, G., PESARAN, M.H., POTTER, S., (1996), Impulse Response Analsis in Nonlinear Mulivariae Models, Journal of Economerics, Vol:74, pp: LEON-LEDESMA, M.A., (2002), Unemplomen Hseresis in he US and EU: A Panel Daa Approach, Bullein of Economic Research, 54(2), pp LEVĠN, A., LIN, C.F., (1992), Uni Roo Tess in Panel Daa: Asmpoic and Finie Sample Properies, UC San Diego, Working Paper LINDBERG, SNOWER, (1988), Cooperaion, Harassmen and Involunar Unemplomen: An Insider-Ousider Approach, American Economic Review, 78(1), Vol. 110, 462, March, C1-C33. MACKINNON, J. G. (1991), Criical Values For Coinegraion Tess in Long-Run Economic Relsionships, New York Oford Universi Press, MACKINNON, J. G. (1996), Numerical Disribuion Funcions for Uni Roo and Coinegraion Tess, Journal of Applied Economerics, 11, pp: MITCHELL, W. F., (1993), Tesing for Uni Roo and Persisence in OECD Unemplomen Raes, Applied Economics, Vol:25, pp NELSON, C.R., PLOSSER, C.I., (1982), Trends and Random Walks in Macroeconomic Time Series, Journal of Monear Economics, Vol:10, pp PAZARLIOĞLU M. V., ÇEVĠK, Ġ., (2005), Rache Model Ugulaması: Türkie Örneği, VII. Ulusal Ekonomeri ve Ġsaisik Sempozumu, Ġsanbul. PERRON, P., (1989), The Grea Crash, The Oil Price Shock and The Uni Roo Hpohesis, Economerica, Vol. 57, pp

15 PHELPS, E.S., (1972), Inflaion Polic and Unemplomen Theor: The Cos- Benefi Approach o Monear Planning, Macmillan. PHELPS, E.S., (1999), Behind he Srucural Boom, he Role of Asses Valuaions, American Economic Review, Vol. 89., pp POTTER, S.M., (1995), A Nonlinear Approach o US GNP, Journal of Applied Economerics, Vol:10(2), pp: ROED, K., (1996), Unemplomen Hseresis-Macroevidence from 16 OECD Counries, Empirical Economics, Vol. 21, pp SEVER E., DEMĠR, M., (2007), Türkie de Büçe Açığı ile Cari Açık Arasındaki ĠliĢkilerin VAR Analizi ile Ġncelenmesi, EskiĢehir Osmangazi Üniversiesi Ġ.Ġ.B.F Dergisi, Nisan 2(1) pp:47-64 SONG, F.M., Wu, Y., (1997), Hseresis in Unemplomen: Evidence from 48 Saes, Economic Inquir, Vol. 35, pp TERÄSVIRTA, T.,(1994), Specificaion, Esimaion, and Evaluaion of Smooh Transiion Auoregressive Models, Journal of he American Saisical Associaion, 89 : TERÄSVIRTA, T., (1995), Modelling Nonlineari in U.S. Gross Naional Produc , Empirical Economics, Vol:20, pp: TONG, H., (1978), On a Threshold Model, C.H. Chan (ed.) Paern Recognaion and Siganl Processing, The Neherlands:Sijhoff and Noordhooff TONG, H., (1983), Threshold Models in Nonlinear Time Series Analsis, New York, Springer-Verlag TONG, H., (1990), Nonlinear Time Series: A Dnamical Ssem Approach Oford Universi Press, Oford TONG, H., LIM, K.S., (1980), Threshold Auoregression, Limi Ccles and Cclical Daa, Journal of Roal Saisical Socie B, Vol:42(3) pp: TSAY, R.S., (1989), Tesing and Modelling Threshold Auoregressive Processes, Journal of American Saisical Associaon YILANCI, V., (2009), Yapısal Kırılmalar Alında Türkie için ĠĢsizlik Hiserisinin Sınanması, DoğuĢ Üniversiesi Dergisi, No:10(2), ss: VAN DIJK, D., TERÄSVIRTA, T., FRANSES, P.H., (2002). Smooh Transiion Auoregressive Models A Surve of Recen Developmens, Economeric Reviews, Vol:2, pp:

16 Doç.Dr.Ali KOÇYĠĞĠT * Yrd.Doç.Dr.Tafur BAYAT * Uzman Ali TÜFEKÇĠ 60