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 özel sekör çalışanların (işçilerin) reel ücreleri arasında bir ilişki mevcu ise, Baumol ve Bowen (1966) çalışmasında oraya koyduğu maliye hasalığı hipoezinin kısmen de olsa Türk kamu sekörü için önemli olabileceği sonucuna varılabilir. Bu çalışmada kamu sekörü hizme üreiminde önemli bir maliye unsuru olan ücrelerin özel sekör ücreleri ile ilişkisi Türkiye bağlamında 1963-2006 dönemi için araşırılmış ve böyle bir ilişkinin var olduğu ekonomerik yönemler kullanılarak göserilmişir. Anahar Kelimeler: Maliye Hasalığı, Đskandinav Modeli, Kamu Ücreleri, Nedensellik Analizi, Dağılımlı Gecikmeli Değer Regresyonu. An Applicaion of he Cos Disease Hypohesis on Public and Privae Secor Wages in Turkey Absrac: If here exis meaningful link beween wages for public secor employees (officers and public workers) and privae secor where he former end o demonsrae lower produciviy increase han he laer, he cos disease hypohesis brough o lieraure by Baumol-Bowen (1966) sudy migh be a leas parially accepable for Turkish public secor. The objecive of his sudy is by using economeric echniques o invesigae he exisence of such links beween privae and public secor wages using Turkish yearly daa for 1963-2006 period. According o he resuls of saisical mehods used in his sudy, here exis saisically significan effecs of privae secor wages over public secor wages. Keywords: Cos Disease, Scandinavian Model, Public Secor Wages, Granger Causaliy, Disribued Lag Model. GĐRĐŞ Tarihsel olarak bazı sekör ya da iş alanlarında verimlilik arışı yok ya da yok denecek kadar az iken bu sekör ya da iş alanlarında elde edilen ücreler verimlilik arışlarının çok daha üzerinde olduğu gözlemlenmişir. Bu durum bilimsel disiplin sisemaiğine göre Baumol ve Bowen un 1960 lı yıllarda yapmış olduğu çalışmalar ile oraya konulmuşur. 3 Bu yazarlara göre, 1 Yrd. Doç. Dr. Eskişehir Osmangazi Üniversiesi, Maliye Bölümü 2 Arş.Gör. Ken Sae Universiy, Uluslararası Đlişkiler ve Kamu Yöneimi Bölümü, Ohio ABD. 3 Baumol, W. J. ve. Bowen W. G. (1966).
orkesra, iyaro ve opera gibi göseri sanalarında çalışan insanlar, bu alanda 100 veya 200 yıl önce çalışan insanlardan daha verimli olmamalarına rağmen 100 veya 200 yıl önce çalışanlara göre çok daha yüksek ücreler kazanmakadırlar. Bu durum neoklasik ücre modeli ile bağdaşmamakadır. Đşe bazı sekörlerde gözlemlenen ücre arışlarının o sekör ya da iş kolunda gözlemlenen verimlilik arışlarının üzerinde kalması durumuna lieraürde maliye hasalığı ya da Baumol ve Bowen hipoezi olarak bilinmekedir. Maliye hasalığı hipoezine konu olan iş alanları ya da sekörlerin orak özelliği üreim fonksiyonlarının genelde emek-yoğun olmaları ve emek ile sermaye arasında ikame esnekliğinin oldukça sınırlı olmasıdır. Bu sekörlerden farklı olarak, sermayenin yoğun şekilde kullanıldığı bazı sekörlerde ise eknoloji-kaynaklı verimlilik arışları gözlemlenmeke ve bu eknoloji-kaynaklı verimlilik arışları beraberinde ücre arışlarını da geirmekedir. Eğer verimlilik arışlarının nispeen düşük olduğu sekörlerde ücre arışları verimlilik arışlarının nispeen yüksek olduğu sekörler ile paralel bir seyir izlerse, düşük verimlilik göseren sekörlerde nispi maliyeler aracakır. Đşe maliye hasalığı kavramından anlaşılması gereken şey, verimlilikleri düşük olan sekörlerde hızlı ücre arışlarının yaraığı maliye ya da nispi maliye arışlarıdır. Maliye hasalığı hipoezini neo-klasik ücre modelinden bir sapma şeklinde okumak mümkündür. Fakör piyasalarında gözlemlenen ve neo-klasik ücre modeli ile örüşmeyen durumların neler olduğu ve bu durumları ikisadi düşünce manığı ile açıklamayı amaçlayan geniş bir eorik ve ampirik lieraür mevcuur. Bu modellerden bu çalışma ile de yakından ilgili olan önemli bir model Đskandinav ücre modelidir. Đlk olarak Aukrus arafından Norveç için 1970 li yıllarda gelişirilen bu model, bir sekördeki ücrelerin diğer sekörlere nasıl yayıldığını (wage spill-over) açıklamaya çalışmakadır (Johansen ve Srom, 2001 ve Friberg, 2007). Đskandinav model, bir ülkede üm ücrelerin uzun dönemde dünyadaki reel ücreler ile paralel bir seyir izleyeceği nokasından hareke eder. Bu model, dünya genelinde ücrelerin bir renin lokomoifi ve vagonları misali birbirlerini aynı yöne doğru çeken bir sisem gibi kurgulamakadır. Bu modele göre, icaree elverişli (radable) sekörlerde (örneğin imala sanayi) çalışan işçiler dünyanın hemen her yerinde (döviz kuru ekisi arındırılarak) benzer ücreler kazanacaklardır. Đskandinav modelde icaree yakın sekörlerdeki ücreler, ücre reninin lokomoifi görevini görürler. Ticaree yakın olmayan (ya da bir rende vagon durumunda olan) sekörlerdeki (örneğin hizme sekörü, kamu sekörü) ücreler ise icaree yakın olan sekörleri akip eiği hipoez edilmekedir. Halmlund ve Ohlsson un 1992 yılında Đskandinav modeli ekseninde Đsveç için kurguladığı ampirik çalışmada özel sekör (icaree yakın sekör) ile kamu sekörü (icaree
yakın olmayan sekör) ücreleri arasında isaisiki açıdan anlamlı bir ilişki bulmuşur. Kamu sekörünün üreiği mallar için piyasa alep eğrisinin elde edilmesindeki zorluklar sebebi ile ampirik anlamda verimlilik anımı yapmak oldukça sıkınılıdır. Durum böyle olmasına rağmen, eorik lieraürde Baumol (1967) yılında Amerika için sorduğu soruyu Türkiye için öyküler isek: bir öğremenin çocuklara okuma-yazma öğremesi, bir hâkimin davaya bakması gibi sosyal mallar düşünüldüğünde bu işleri bugün yapan kişiler bu işleri 10 ya da 20 yıl önce yapanlardan ne kadar verimlidirler? Teorik anlamda Baumol (1967) arafından kamu sekörünün özel sekör (özellikle imala sekörü) ile karşılaşırıldığında verimlilik arışları sınırlı kalmasına rağmen ücre arışları özel sekör ücre arışları ile yakından bağlanılı ise maliye hasalığı kamu sekörü için geçerli olacakır. Kamu seköründe verimlilik arışları hesaplamasındaki zorluklar ve özellikle de hesaplanmasının sübjekif varsayımlara dayanması nedeni ile bu çalışmaya dahil edilmemişir. Bu anlamda bu çalışma çok daha müevazi bir hedef olan kamu ve özel sekör ücreleri arasında bir ilişkinin var olup olmadığını incelemişir. Bu çalışmanın amacı Đskandinav modelinden harekele, Türkiye de özel sekör ücrelerinde meydana gelen değişmelerin kamu sekörü ücrelerine ekisi olup olmadığının araşırmakır. Şu anki bilgimize göre, Türkiye için buna benzer bir çalışma şu ana kadar yapılmamışır. Bu çalışmada 1963-2006 döneminde yıllık veriler kullanılarak kamu sekörü işçi, kamu sekörü memur ve özel sekör işçi ücrelerinde meydana gelen değişmelerin birbirleri üzerindeki ekiler araşırılmışır. Yapılan isaisiiki analizler çerçevesinde, özel sekör işçi ücrelerinden kamu sekörü işçi ve kamu sekörü memur ücrelerine doğru yayılma olduğu ve bu yayılmanın özellikle kamu işçi ücrelerinde çok daha belirgin olduğu gözlemlenmişir. Bu çalışma dör bölümden oluşmakadır. Takip eden bölümde ücre eorileri üzerinde lieraür araması yapılacakır. Daha sonraki bölümde Türkiye de 1963-2006 döneminde genel olarak isihdam ve ücrelerin yanı sıra, kamu ve özel sekörde isihdam ve ücreler hakkında bilgiler verilecekir. Üçüncü bölümde araşırılmak isenen sorular ile paralel olarak asarlanan Grangernedensellik analizi ve regresyon analizi ve bu analizlerin sonuçları oraya konularak, bulgular yorumlanacakır. Kısa bir oparlama ve değerlendirme ile çalışma sonlandırılacakır. ÜCRET VE ĐSTĐHDAM MODELLERĐ Đşgücü piyasalarında ücre ve isihdam gibi konular hakkında kurgulanan modeller genelde referans olarak neoklasik modeli kullanmakadır.
Neoklasik eori, am rekabe piyasası varsayımlarının geçerli olduğu bir ikisadi çerçeveden hareke ederek reel ücrelerin emek arz ve alebini dengeye geiren bir araç olarak ele alır. Neoklasik sisemde fiya mekanizması mükemmel bir kaynak ahsis mekanizması vasfı ile bir çalışana (ya da bir gruba) yapılacak ücre ödemelerinin bu çalışanın (ya da grubun) yaraılan ilave değere yapmış olduğu kakısı nispeinde olacağı sonucuna göürür. Diğer bir deyişle, bir firma (sekör) için bir üreim fakörüne olan alep (L), bu fakörün marjinal geirisi (MP) ile bu fakörün maliyeinin (W) eşilenmesi ile elde edilecekir. Ters fonksiyon (inverse funcion) manığı ile ücre düzeyi verimliliğin (ya da bu fakörün marjinal veriminin) bir fonksiyonu olarak yazılabilir: W=f(MP). 4 Neoklasik ekonomik eori, bir ekonomide işçilerin kalielerinde (ya da verimliliklerinde) farklılık, iş kolunun ya da işin nieliğinin birakım risk unsurları içermesi, yıpraıcı olması gibi nedenlerden dolayı ücrelerde farklılıklar olabileceğini kabul emekedir. Neoklasik yaklaşım çerçevesinde gelişirilen beşeri sermaye modellerinde, bir ülkede ya da bir sekörde çalışanların kazandıkları ücreler arasındaki farkları açıklamak için eğiim, bilgi ve beceri düzeyleri ve ecrübe farklılıkları gibi değişkenler önem arz emekedir (Hyclack ve diğ. 2005). Birçok piyasada olduğu gibi işgücü piyasalarında da Walrasyan sisemin am olarak çalışığı söylenemez. Đşgücü piyasalarında, oraya çıkan ve neoklasik sisemin varsayımlarındaki eksikliklerden yola çıkarak bu piyasaları asvir emeye çalışan pek çok eorik model gelişirilmişir. Lieraürde kurumsal ve yapısal [insiuional] fakörlerin (sendikaların pazarlık güçleri, vergi, sosyal güvenlik primleri ve cinsiye) varlığı da işgücü piyasalarının neoklasik yörüngeden sapmasına neden olabileceği bildirilmekedir. Örneğin, sendikalı işçilerin ücrelerinin, am rekabe piyasası koşullarına yakın şarlarda çalışan sendikasız işçilere göre daha yüksek olduğu bilinmekedir (Turan, 2001 :3). Walrasyan sisemden ayrılışa verilebilecek önemli bir eorik örnek Ekin Ücre Modelidir [Efficiency Wage Model]. Bu eorik model, pek çok ülkede gözlemlenen cari ücrelerin sisemaik olarak neoklasik modelin işare eiği ücre seviyesinin üzerinde belirlenmesini açıklamak için kurgulanmışır. Az gelişmiş ülkeler için, neoklasik modele nispele daha yüksek ücre ödenmesindeki en önemli ekenin ödenen ücre ile çalışanların fiziki varlıklarının devam eirilmesi için gereken minimumlar arasında kurulan ilişkiden kaynaklanmakadır. 4 Emek arzı (saa gün, hafa vs.) ile reel ücre arasındaki ilişki gelir ve ikame ekilerinin nispi büyüklüğüne bağlıdır. Bu konu ile ilgili eorik model için bkz. Becker (1965).
Gelişmiş ülkeler açısından ekin-ücre gelişmeke olan ülkelere göre daha farklı nedenlerden ödenmekedir. Bu yönde gelişirilen pek çok model olmakla beraber, önemli olan modelleri şu şekilde sıralanabilir; kayarma modeli [shirking model], ekin konra modeli [efficien conrac], ve hiseri modeli [hyserisis]. Shapiro ve Sigliz (1984) çalışmasında denge ücre seviyesinin üzerinde ücre ödenmesindeki gerekçeyi isçilerin kayarmalarına engel olmak [shirking model] şeklinde modellemişlerdir. Azariadis (1975) birçok işin aslında kendine özgün bir öğrenilme süreci olduğunu ve bu sürecin genelde uzun sürmesi sebebi ile firmaların çalışanlarına işi öğreiken sonra gimelerine engel olmak için uzun dönemli konra yapırma ve dolayısı ile verimliliklerin üzerinde ücre ödediklerini gösermişir. Blanchard ve Summers (1986) [hyseresis] modelinde, Avrupa nın pek çok ülkesinde işsizlere yönelik yardımların cömerliği ve sosyolojik anlamda işsizliğin kabul edilebilir [uanılmayacak] bir olgu gibi düşünülmesinin yaygınlaşması ile insanların ücre denge düzeyinin belirlediği düşük ücrele çalışmakansa işsiz kalmayı ercih eikleri gözlemlenmişir. Son olarak bu çalışma ile de ilgili olan diğer bir model de Đskandinav ücre modelidir. Đskandinav modelinin cevaplandırmak isediği soru şu şekilde anımlanabilir: 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 Đskandinav modelin başlangıç nokası olarak görülebilir. Đskandinav modele göre, kamu sekörü icaree yakın olmayan bir sekör olarak icaree yakın olan sekörlerdeki ücreleri akip eiği sonucuna varılabilir. Bu akip sezgisel olarak kıskançlık ekisi (envy-effec ) ve sendikaların ücre pazarlıklarında emsal göserme veya adil-ücre-iseği gibi bir akım aleplerinden dolayı olabilir. Örneğin Đsveç için 1966-1991 dönemini kapsayan çalışmalarında Holmlund ve Ohlsson (1992) Granger nedensellik ve regresyon analizleri kullanmış ve kamu sekörü ücreleri ve belediye çalışanlarının ücrelerinin özel sekör ücrelerini akip eiğini bulmuşur. Benzer şekilde, Jacobson ve Ohlsson (1994), Andersson ve Isaksson (1997), Lindquis ve Vilhelmsson (2004) ve Friberg (2007) arafından Đsveç için ve Srom ve Johansen (2001) rafından Norveç için yapılan çalışmalarda özel sekör ücrelerinden belediye (ya da yerel yöneim) çalışanlarına ve/veya kamu çalışanlarının ücrelerine doğru bir geçiş isaisiki olarak anlamlı düzeylerde espi edilmişir.
TÜRKĐYE DE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRET VE ĐSTĐHDAM POLĐTĐKALARINA BAKIŞ Türkiye de 2005 yılı iibarı ile oplam nüfus 71,611 milyon, oplam isihdam 22,046 milyon ve işsiz kişi sayısı 2,520 milyondur (TUĐK, 2007). Konsolide büçeye dâhil kurum ve kuruluşlarda çalışan oplam işgücü 2.297 milyon kişi olup bu rakam nispi anlamda oplam nüfus içerisinde her 1000 kişi için 32 kamu çalışanına ve her 1000 çalışandan 104 kişinin kamu seköründe isihdam edildiğini gösermekedir. Grafik 1 de 1975 2006 döneminde kamu seköründe (genel büçeli kuruluşlarda) isihdam edilenlerin yıllar içerisindeki seyri göserilmekedir. Grafike, LA değişkeni (sol arafaki eksene göre çizilmişir) oplam nüfus çerçevesinde 1000 kişi başına düşen kamu çalışanını gösermekedir. Yine aynı Grafik e LB değişkeni (sağ arafaki eksene göre çizilmişir) ise Türkiye genelinde oplam isihdam edilen kişi sayısı çerçevesinde, 1000 isihdam edilen kişiden kaç adedinin kamu seköründe çalışığını gösermekedir. Bu dönemde Türkiye de yıllık oralama büyüme oranları sırası ile nüfus % 1,93 oplam isihdam % 1,28 ve kamu isihdamı % 3,47 olmuşur. Bu 31 yıllık süreçe en belirgin özellik kamusal isihdamın oplam isihdam içindeki payının (LB) arış rendi göserdiğidir. 1975 de her bin kişilik nüfusa düşen kamu personeli sayısı yaklaşık 18 iken, bu sayı 1977 1979 yılları arasında kısmen hızlı bir arış gösermiş ve 1979 yılında her bin kişilik nüfus başına düşen kamu personeli sayısı yaklaşık 25 olmuşur. Bu oran 1980 2006 döneminde %24 28 bandında oldukça sabi bir seyir izlemişir. Grafik 1 de de izleneceği üzere, 1980 sonrası dönemde yıllık kamusal isihdam arışı LA eğrisi oldukça yaay bir seyir izlemişir.
Grafik-1: 1975-2006 Döneminde Türkiye de Đsihdam * 34,00 30,00 LA LA=LG/N LB=(LG/LT) LB 95,00 85,00 26,00 22,00 18,00 75,00 65,00 14,00 55,00 10,00 45,00 1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 2005 YIL (*) Her 1000 kişi başına düşen kamu çalışanı sayısı (LA): Her 1000 isihdam edilen arasında kamu çalışan sayısı (LB): Kamuda çalışan sayısı (LG) : Nüfus (N) :Toplam isihdam (LT) Kaynak: TUIK(2007) Kamu seköründe isihdam edilenlerin oplam isihdama içindeki payında bu dönem içinde ciddi bir arış olduğu gözlemlenmekedir. Bu dönemde Türkiye ekonomisinin yıllık oralama isihdam yaraabilme kapasiesi %1,28 düzeylerindedir. Grafik-1 den de gözlemleneceği üzere, oplam isihdamdaki genişlemenin nüfus arış hızından yavaş olması ve kamusal isihdamın nüfus arış hızından daha fazla olması sebebi ile LB eğrisi ciddi bir arış rendi içerisinde olduğu gözlemlenmekedir. Türkiye de 1963 2006 dönemine ai kamu sekörü işçi (WG), kamu kesimi memur (WM) ve özel sekör işçi (WP) oralama reel ücrelerine ai verileri Grafik-2 de sunulmuşur 5. Grafiken de gözlemleneceği gibi 1963 1975 arası dönemde devle memurlarına ödenen ücreler özel ve kamu kesimi işçi ücrelerinin üzerinde iken, 1975 en iibaren reel ücrelerde azalma gözlemlenmiş ve bu azalma 1986-1987 ye kadar devam emişir. Ücreler 1989 yılından iibaren oparlanmaya başlamışır. Bu oparlanma 1994 krizi ile ekrar bozulmuş ve 1997 2000 döneminde görülen iyileşme 2001 krizi ile kısmen de olsa yavaşlamış ve o arihen iibaren yaay bir seyir izlemişir. Diğer bir önemli sonuç, memur reel ücrelerinin 1970 li yılların başlarında üm ücrelerin üzerinde iken 1970 li yılların sonlarından iibaren reel ücrelerdeki erozyon sonucu memur ücreleri üm ücrelerin gerisine düşmüşür. 5 Kullanılan verilerin hesaplanması ile ilgili olarak bkz. Grafik-2 deki kaynak kısmına.
1974-1978 döneminde her üç ücree (özellikle kamu işçiler için) çok ciddi arışlar gösermişir. Yine aynı dönem için Grafik-1 den de gözlemleneceği gibi LB değişkeni ciddi bir arış gösermişir. Bu arışların emelinde sendikaların o dönemde sahip olduğu güçen kaynaklandığını bildirilmekedir Harslag (1988:10). 1980 li yıllarda reel ücrelerde meydana gelen azalma diğer fakörlerin (sendikaların gücünün zayıflaması, askeri rejim vs.) yanı sıra nominal ücre ayarlamalarının sürekli olarak gerçekleşen enflasyonun gerisinde kalmasından kaynaklanmışır Celasun ve Rodrik (1989). Grafik-2: Reel Ücrelerdeki Gelişmeler: 1963-2006 Dönemi 3.8 3.6 3.4 3.2 3.0 2.8 2.6 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 WG WM WP Kaynak: TOBB (2002) ve TUĐK (2007) kiapçıklarından emin edilen nominal ücreler TEFE 1963=100 endeksi kullanılmak surei ile enflasyondan arındırılmışır. Bu seriler grafiklere yerleşirilmeden önce logarimaları alınmışır. MODEL VE VERĐ Bu çalışmada Granger nedensellik ve regresyon analizleri kullanılarak özel sekör ücrelerinden kamu sekörü ücrelerine doğru bir nedensellik ilişkisi ve bu ilişkiye ai esneklik ahmini araşırılacakır. Đlk isaisiki analiz olan Granger nedensellik analizi bize geçmiş dönemlerde (-1, -2 ) özel sekör ücrelerinde gözlemlenen arış ya da azalışların cari dönemde ( döneminde) kamu sekörü ücrelerindeki arış ya da azalışlarla bir nedensellik bağı olup olmadığını araşırılmasına yardımcı olacakır. Đkinci analiz olan regresyon analizinde ise bir sekörde dönemindeki ücre değişikliği bağımlı ya da açıklanan değişken olmak üzere verimlilik, işsizlik ve krizler gibi neoklasik ve yapısal değişkenlerin bu ücre değişkenini açıklama güçleri ölçülecekir.
Bu çalışmanın, cevaplandırmak isediği sorunun içselleşirilmesi için bu açıklayıcı değişkenlere ilave olarak Đskandinav modellerince de kullanılan kıskançlık (envy-effec) ya da adil-ücre iseği (fair-wage demand) değişkeni regresyon analizine dâhil edilmişir. Diğer bir deyişle, kamu sekörü ücreleri için yapılan regresyonda kıskançlık ya da adil-ücre-iseği değişkeni için ahmin edilen paramerelerin işarelerinin bekleniler ile uyumlu olması ve bu paramere ahminlerine ilişkin hesaplanan isaisiki anlamlık düzeyleri bize bu çalışmanın cevaplandırmak isediği sorusu açısından referans olacakır. Bu analizler ve bu analizlere ilişkin sonuçlar deaylı olarak akip eden bölümlerde anlaılacakır. Veri Tüm veriler yıllık olup 1963 2006 yılları arasındaki dönemi kapsamakadır. Cari fiyalar ile TOBB (2002), TUĐK (2007) ve DPT (2007) kiapçıklarından elde edilen ücre ve GSYĐH değişkenlerine 1963=1.00 TEFE endeksi uygulanarak enflasyondan arındırılmışır. Kamu sekörü işçi, özel sekör işçi ve memur cari ücreleri TOBB(2002) ve DPT (2007) verilerinin uyumlaşırılması ile elde edilmişir. 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. Tablo 1: Kullanılan Değişkenler ve Tanımları (*) Değişken Kaynak/Tanım WM: memur, WG: kamu işçi, WP:özel sekör işçi I, II, III ücreleri. Y :GSYĐH IV VA: işçi başına düşen oralama kama değer. VA=Y/EMP UN : işsizlik oran ** ZG: Kamu işçisi için adil-ücre-iseği değişkeni. ZP: Özel S. işçisi için adil-ücre-iseği değişkeni. ZM: Memur için adil-ücre-iseği değişkeni. N: Toplam Nüfus EMP: Toplam Đsihdam CR: Krizler EL: Seçimler END: Topan Eşya Fiya Endeksi ZG=WG-WP ZP=WP-WG ZM=WM-WP I, II, III. *** IV
* Tüm ücreler aylık ne ele geçen yıllık oralama ücrelerdir. ** UN= isihdamdaki büyüme oranının, nüfusaki büyüme oranına bölümü: *** Kukla değişkenler. Eğer Kriz ya da seçim döneminde oldu ise 1, olmadı ise 0. TOBB(2002) (I), DPT(2007) (II), TUIK(2007) (III), TCMB EVDS (IV), Ücre değişkenleri sırası ile, kamu sekörü memur ücrei (WM ), kamu sekörü işçi ücrei (WG ) ve özel sekör işçi ücrei (WP ) değişkenleridir. Oralama kama değer (VA ) ya da çalışan başına kama değeri hesaplamak için, reel hale dönüşürülmüş ve logariması alınmış GSYĐH değişkeni, logariması alınmış oplam isihdam değişkenine bölünmüşür. Đşsizlik ile ilgili sağlıklı veriler ancak 1980 li yıllardan iibaren mevcuur. Đsihdam ve nüfus verileri kullanılarak işsizlik verisinin yerine yakınsal [proxy] bir değişken isihdamdaki arış hızının, nüfus arış hızına bölünmesi ile elde edilmişir. Türkiye de ve dünyada 1963 2006 döneminde yaşanan siyasi, askeri ve ekonomik krizleri (12 Eylül 1980, 1994 ve 2001 ekonomik krizleri ve 1999 Ağusos ve Kasım depremleri) ve bu yıllarda yapılan genel ve yerel seçimleri konrol emek için sırası ile CR ve EL kukla değişkenleri kullanılmışır. Đskandinav modelinden harekele, üç ade (ZG, ZP ve ZM) kıskançlık ya da adil-ücre-iseği değişkeni anımlanmışır. Diğer bir deyişle, adil-ücre iseği değişkeni en basi şekilde kamu kesiminde çalışanlar ile özel sekörde çalışanların karşılıklı olarak diğer kesimlerde çalışanların ücreleri ile kendilerinkini karşılaşıracakları varsayımından harekele üreilmişir. Her bir ücre için olmak üzere üç ade adil-ücre-iseği değişkeninin nasıl hesaplandığı Tablo-1 de göserilmişir. Bu değişkenleri karmaşık cebirsel yönem ile hesaplamak yerine mümkün olduğunca en basi şekilde ifade edilmişir. 6 Bu değişkenler Tablo-1 de gözlemleneceği gibi, kamu sekörü işçilerinin dönemindeki adil-ücre-iseği o dönemde kendi ücreleri ile özel sekör işçi ücreleri arasındaki fark şeklinde anımlanmışır. Geçmiş dönemlerde özel sekör ücreleri kamu sekörü ücrelerinden daha hızlı arması durumunda, döneminde sezgisel olarak kamu işçileri (veya sendika yekilileri) bunu bir refah kaybı olarak görecek ve bu farkı alep edeceklerdir. 7 Durağanlık Sınaması Đlk olarak üm seriler seviye ve fark durumları için birim kök esine abi uulmuşur. Serilerin durağan olup-olmadıklarını ya da serilerin birim kök içerip içermediğini sınamak için Gelişirilmiş Dickey Fuller (ADF) esleri 6 Daha karmaşık yönemler kullanarak hesaplanan adil-ücre-iseği değişkenlerinin sonuçları bu çalışma sonuçlarından farklı olmadığı için en basi yönem kullanılmışır. 7 ZP ve ZM de benzer şekilde kurgulanmışır.
(sabisiz, sabili ve sabili-rendli) kullanılmışır. Bu eslerde gecikme değeri için AIC krieri kullanılmışır. ADF es sonuçları Tablo-2 de sunulmuşur. Tablodan da anlaşılacağı üzere, işsizlik dışındaki üm veriler seviye düzeyinde durağan değildirler. Bu verilerin birinci dereceden farkları alınması durumunda %1 düzeyinde durağan hale gelmişlerdir 8. Tablo-2: ADF Birim Kök Tes Sonuçları A) Seviye B) Fark I II III I II III WM 1.04-1.08-3.17 (c) -4.58 (a) -4.75 (a) -4.69 (a) WG 2.01-0.75-4.1 (a) -2.28 (b) -4.45 (a) -4.35 (a) WP 0.21-2.12-2.52-5.00 (a) -4.96 (a) -4.89 (a) Y 4,88-1,35-2,59-2,54 (a) -6,83 (a) -6,91 (a) VA 2,39-1,26-3,10-6,84 (a) -7,83 (a) -7,78 (a) ZP & ZG 9-0,29-2,63-3,46-9,92 (a) -9,81 (a) -9,72 (a) ZM -1,53-1,01-2,90-7,97 (a) -8,49 (a) -8,42 (a) UN -5,59 (a) -7,53 (a) -7,47 (a) -6,27 (a) -6,17 (a) -6,08 (a) I: SABĐTSĐZ VE TRENDSĐZ MODEL, II: SABĐT TERĐMLĐ MODEL, III: SABĐTLĐ VE TRENDLĐ MODEL. ADF esin için MacKinnon kriik -değerleri %1(a ) ve % 5 (b) ve %10 (c) luk değerler sırası I) Sabisiz ve Trendsiz Model için -2.63 : -1.94: -1,61; II) Sabi Terimli Model için - 3.61 : -2.94: -2,60; III) Sabili ve Trendli Model için: -4.19: -3.52: -3,19. Nedensellik Analizi Lieraürde iki değişken arasında nedensellik ilişkisini araşıran önemli bir analiz Granger nedensellik analizidir. Çalışmada kullanılan her bir değişkenin diğer üm değişkenler ile olan nedensellik ilişkisini oraya koymak için denklem 1 ve 2 yi kapsayan bir seri regresyon ahmin edilmiş ve bu regresyonlarda ahmin edilen paramerelerin isaisiki anlamlılıklarına bakılarak nedensellik ilişkisi oraya konulmuşur. n m = + aiy i + i= 1 i= 1 Y φ b G + u... (1) i i 8 Đşsizlik dışındaki üme veriler I(1) oldukları için, vekör haa düzelme modeli [Vecor Error Correcion: VEC] ilk anda düşünülmüşür. Yapılan Eş-büünleşme [co-inegraion] sınamaları bazı değişkenleri için başarısız bulunmuşur. 9 ZP değişkeni ZG nin ersi olduğu için abloya eklenmemişir.
n m = + cig i + i= 1 i= 1 G ϕ d Y + u... (2) i i Denklem 1 e göre, eğer G değişkeninin geçmişinde meydana gelen değişmeler Y değişkenine ekide bulunmuş ise b i paramere ahminlerinin (en azından bir anesinin) sıfırdan farklı olacakır. Hipoezsel olarak 1 numaralı denklemin Granger nedensellik analizinde kullanılan sandar sıfır [null] hipoezi: H 0 :G Y(ya da b 1 = b 2 =0). Yani sıfır hipoezi G deki değişmelerin Y deki değişmeye neden olmadığını söylemekedir. Bu hipoez için hesaplanan F değeri araşırmacının belirlediği kriik F değerlerinden büyük ise sıfır hipoezi re edilir. Đkinci olarak, 2 numaralı denklem için sıfır hipoezi: H 0 :Y G (ya da d 1 = d 2 =0). şeklinde olacakır. Bu sıfır hipoezi ise Y deki değişmeler G deki değişmelere neden değildir şeklinde okunur. Tahmin edilen paramere değerleri çerçevesinde hesaplanan F değeri, kriik F değerinden yüksek ise sıfır hipoezi re edilir. Nedensellik analizi sonuçları Tablo-3 de sunulmuşur. Tablo 3 de ilk üç hipoez sei (A, B ve C) çalışmamızın birincil olarak araşırdığı soru ile ilgili olup ücrelerdeki değişmelerin birbirleri ile olan nedensellik bağlanılarını incelemekedir. Tablo 3 de A.1. ve A.2. hipoezleri sırasıyla: A.1) özel sekör işçi ücrelerinde meydana gelen değişmeler kamu sekörü işçi ücrelerindeki değişmeye neden değildir ve :A.2) kamu sekörü işçi ücrelerinde meydana gelen değişmeler özel sekör işçi ücrelerindeki değişmeye neden değildir şeklinde okunabilir. Hesaplanan olasılık ve F isaisiği değerleri sonucunda özel sekör ücrelerinden kamu sekör işçi ücrelerine doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisinin varlığı espi edilmişir. B.1. ve B.2. hipoezleri özel sekör işçi ve kamu sekörü memur ücreleri arasındaki nedensellik ilişkisini sorgulamakadır. B.1. ve B2 hipoezlerine ilişkin olarak hesaplanan es isaisikleri sonuçları (A seindeki hipoez sonuçları kadar güçlü olmasa dahi) özel sekör işçi ücrelerinden memur ücrelerine doğru bir nedensellik olduğu yönündedir. Bu bağlamda son hipoez olan memur ücreleri ile kamu sekörü işçi ücreleri arasındaki nedensellik C.1 ve C.2. hipoezi ile kurgulanmışır. C.1. hipoezi için hesaplanan es isaisikleri ve ilgili olasılık değerlerine göre, kamu işçi ücrelerinden memur ücrelerine doğru bir nedensellik reddedilmişir. Bu konuda önemli bir son noka, memur ücrelerindeki değişimin çok yüksek bir isaisiki anlamlılık düzeyinde kamu işçi ücrelerindeki değişimlerin nedenseli olmasıdır (hipoez C.2.). Ücreler ile işsizlik oranı arasındaki nedensellik ilişkisi D, E ve F hipoez seleri ve ücreler ile verimlilik arasındaki nedensellik ilişkisi G, H ve I hipoez seleri arafından incelenmişir. Bu sonuçlar nedensellik analizi açısından ikinci dereceden önem arz emekle beraber bu sonuçlar kısaca şu
şekilde yorumlanabilir. Özel sekör işçi ücreleri ile işsizlik arasında karşılıklı nedensellik zayıf a olsa espi edilmişir. Đşsizlik oranından özel sekör ücrelerine doğru bir nedenselliğin yok olduğu yönünde kurgulanan D.2. hipoezi yaklaşık %9 gibi bir olasılık düzeyinde re edilmişir. Özel sekör işçi ücrelerinden işsizliği doğru bir nedensellik olmadığını beliren karşı hipoez (D.1) ise %16 gibi bir olasılık düzeyinde reddedilmişir. Bu olasılık düzeylerinin birbirlerine oldukça yakın olması bize bu iki değişken arasında zayıf da olsa karşılıklı nedensellik ilişkisi olduğunu avsiye emekedir. Son olarak verimlilik için ele alınan çalışan başına oralama kama değer değişkeni (VA) ile ücreler arasında bir nedensellik ilişkisinin kurulamamış olmasıdır. Bu sonuç ilk bakışa kısmen de olsa bize neoklasik ücre eorisinin Türkiye ile am uyuşmadığı sonucuna göürebilir. Çalışmanın yapıldığı dönemde sık-sık yaşanan yüksek ve aşırı oynak enflasyon ve büyümede meydana gelen dalgalanmalardan dolayı ücreler ile verimlilik arasındaki bağlanı kopmuş olabilir. Tablo-3: Granger Nedensellik Analizi H0 (1) : F (2) P (3) H0 (4) : F (1) P (2) A.1 WP WG (2) 12,1 0,00 A2. WG WP 0,95 0,39 B.1 WP WM (2) 3,28 0,04 B.2 WM WP 1,95 0,15 C.1 WG WM (2) 0,32 0,72 C.2 WM WG 7,84 0,01 D.1 WP UN (1) 1,84 0,16 D.2 UN WP 2,42 0,09 E.1 WG UN (1) 0,35 0,70 E.2 UN WG 0,15 0,86 F.1 WM UN (1) 0,21 0,81 F.2 UN WM 1,08 0,35 G.1 WP VA (1) 0,14 0,86 G.2 VA WP 0,11 0,88 H.1 WG VA (1) 0,70 0,49 H.2 VA WG 0,96 0,39 I.1 WM VA (1) 1,34 0,27 I.2 VA WM 1,14 0,32 (a) %1, (b) %5, (c) %10 ve (d) %20 anlamlılık düzeylerini gösermekedir. (b) Nedensellik analizinde gecikme sayısı regresyon analizinde kullanılan gecikme sayıları dikkae alınarak belirlenmişir. Regresyon Analizi Veriler seviye düzeyinde durağan olmamasından (işsizlik değişkeni hariç) dolayı, regresyon analizinde 1. dereceden farkı alınmış seriler kullanılmışır. Serinin farkı alınmış ise değişkenin önüne işarei eklenmişir. Đlk olarak her bir ücre düzeyinde meydana gelen değişmeleri açıklamak için 3 ayrı
regresyon (REG-1, REG-2, ve REG-2) yapılmışır. 10 Bu bağlamda bağımlı değişkenler: REG-1 için, memur ücrelerindeki dönemindeki ne değişme ( WM ): REG-2 için, kamu işçi ücrelerindeki dönemindeki ne değişme ( WG ) ve : REG-3 için, özel sekör ücrelerindeki dönemindeki ne değişme ( WP ) şeklindedir. Açıklayıcı ya da bağımsız değişkenler REG-1, REG-2 ve REG-3 için sırası ile: -1 döneminde ücrelerdeki değişme WM -1, WG -1 ve WP -1-1 döneminde yaraılan oralama kama değerdeki değişme VA -1 dönemine ai işsizlik oranı ( UN ) -1 ve -2 dönemine ai adil-ücre-iseği ya da kıskançlık ekisi : ( ZM -1, ( ZM -2 ); ( ZG -1, ( ZG -2 ) ; ( ZP -1, ( ZP -2 Kukla değişkenler: krizler (CR) ve seçimler (EL). Bu bağlamda, kamu işçi ücreleri için regresyon modeli, denklem 3 arafından göserilmekedir. WG + β ZG 4 = β + β WG 0 1 1 + β ZG 5 1 2 + β VA 2 + β CR 6 1 + β UN + β EL + e 7 3... (3) EKK kareler yöneminde, haa eriminin dağılımın normal ve bu haa erimimi için beklenen değerin sıfıra ve varyansının sabi olduğu varsayılmakadır e N(0,σ 2 ). Zaman serileri kullanılarak uygulanan EKK yöneminde dikkali olunması gerekmekedir. EKK modelinin uygulanması ile elde edilen haa erimi serisi eğer oo-korelasyon içeriyor ise (yani haa eriminin ve -1 dönemleri için hesaplanan kovaryans 0 a eşi değil ise: COV(e,e -i )=0, regresyondan elde edilen paramere ahminleri haalı olacakır. EKK yöneminin uygulanması ile elde edilen paramere ahminleri ve diğer isaisikler, Tablo 4 de sunulmuşur. EKK yöneminin sağlıklı olarak uygulanması için gerekli olan varsayımlara ilişkin bir seri es de yapılmışır. Bu esler: 1) oo-korelasyon problemi için Durbin Wason (DW) esi, 2) bir değişkene ai gecikme değerlerinin regresyona alınması durumunda ookorelasyonu espi eden Breusch-Godfrey Serisel Korelâsyon ya da ookorelasyon (BG-LM) esi ile ve 3) sabi varyans varsayımın konrol edildiği Heeroskedasiciy ARCH esidir. 10 Kamu işçileri için yapılan regresyon sonucunda elde edilen haa erimi varsayımlar ile bağdaşmadığı espi edilmişir. Bu yüzden kamu işçi ücreleri için bu haayı elimine edecek şekilde yeniden ahmin edilmişir.
Kamu sekörü ücreleri için uygulanan regresyon (REG-2) sonucunda elde edilen BG-LM esine ai olasılık değerinin %10 anlamlılık değerinin alında kalması bu regresyon için hesaplanan haa eriminde ookorelasyon problemi olduğunu avsiye emekedir. 11 Bu problemi oradan kaldırmak için lieraürde Cochrane-Orcu, Hildreh-Lu ve Haanaka gibi yönemler kullanılmakadır. Bu yönemlerin emelinde birkaç adımlı işlemden oluşmaka ve her bir adımda kullanılan serilere dönüşüm uygulanmakadır. Bu dönüşüm işlemi serilerin EKK yönemine uygun (ya da varsayımları ile uyumlu) bir hale geirilmesi ile son bulmaka ve bu dönüşürülmüş seriler kullanılarak EKK yönemi uygulanmakadır. Davidson ve MacKinnon (1993: 329-341) ve Grene (1997: 600-607) ye göre bu yönemler bağımlı değişkenin gecikmeli değerinin açıklayıcı değer olarak kullanıldığı ya da regresyonda 1 den çok gecikmeli dönemin kullanıldığı durumlarda geçersiz olacakır (Eview, 2007: 72). Yukarıda 3 numaralı denklemi genel olarak yazıp üm bağımsız değişkenlere X ve üm β i leri π olarak anımlanır isek, 3 numaralı denklemi 4 numaralı denklem şekline dönüşürürüz 12 : W = π. +... (4) [ ][ X ] e Eğer haa eriminde AR(1) ipi bir ookoroelasyon problemi mevcu ise ( e = ρ e 1 + v ); 4 numaralı denklemi biraz işlem yaparak denklem 5 şekline dönüşürebiliriz. W = ρw + ( X ρx ) π + v... (5) 1 1 Denklem 5, E-Views programı arafından Marqaurd doğrusal olmayan en küçük kareler yönemini kullanarak ρ ve β i leri eşzamanlı olarak çözmekedir. Tablo-4 de REG-4, işe bu ransformasyonun yapılması ile elde edilmiş EKK modelini ve bu regresyona ilave edilmiş AR(1) değişkeni ise denklem 5 deki ρ parameresinin ahminini gösermekedir. Tablo 4 den de gözlemleneceği üzere, dör ade regresyon uygulanmışır. Yukarıda da değinildiği üzere, kamu işçileri ile ilgili denklemde (REG-2) düşük BG-LM esi değeri sebebi ile aynı değişken için (REG-4) regresyonu 11 EKK yöneminde, bağımlı değişkenin gecikmeli değeri veya bir bağımsız değişkene ai birden çok gecikmeli değeri regresyon analizinde bulunuyor ise haa erimlerinde ookoeralsyonu espi emek DW esi ile değil BG-LM esi (ve diğer benzeri esler) ile espi edilmekedir. 12 X = x WL, VA, UN, ZL, ZL, CR, EL, ) ve π = π β, β,.., ) ( 1 1 1 2 ( 0 1 β7
yapılmışır. Bunun dışında üm regresyonlar için EKK yöneminin varsayımları ile uyumsuzluk espi edilememişir. Devle memurlarına ai ücre regresyonuna ( WM ) ilişkin sonuçlar (REG-1) süununda sunulmuşur. Bu sonuçlar çerçevesinde, memur ücrelerinin zamanındaki değerini, bir önceki dönemdeki memur ücrelerinden, özel sekör işçi ücreleri ile memur ücreleri arasındaki 1 gecikmeli farklılaşmadan ve ekonomik krizlerden ekilendiği gözlemlenmişir. Genel olarak bu modelde ahmin edilen paramere değerlerine ai işareler ekonomik eori ile uyumlu olduğu gözlemlenmişir. Çalışmanın cevaplandırmak isediği soru düşünüldüğünde, kamu çalışanları için yapılan paramere ahminlerinden adil-ücre-iseği ya da kıskançlık ekisi değişkenine (ZA) ai ahmin ve bu ahminin isaisikî anlamlılık düzeyi önem kazanmakadır. Özel sekör ücreleri için yapılan regresyonda bu ücre için kurgulanan adil-ücre-iseği ya da kıskançlık-ekisi değişkenin (ZA ya da ZP) isaisikî olarak anlamlı bulunmamışır. Diğer bir deyişle, bu çalışmanın elde eiği önemli bir sonuç, özel sekör ücrelerinden kamu sekörü ücrelerine doğru bir geçiş ya da yayılma spill-over Türkiye için re edilememişir. Özel sekör işçi ücreleri ile ilgili regresyon analizinde (REG-3) paramere ahminlerine ilişkin işareler ekonomik eori ile uyumludur. Memur ve kamu işçi ücre regresyonları ile karşılaşırıldığında, adil-ücre-iseği ya da kıskançlık-ekisi değişkeninin özel sekör ücrelerinin belirlenmesinde ekili olmadığı sonucuna varılmışır. Özel sekör ücrelerinin, işsizlik ve kriz değişkenlerinden oldukça yüksek anlamlılık düzeylerinde ekilendiği gözlemlenmişir. Memur ve özel sekör çalışanlarının ücreleri kriz dönemlerinde ciddi şekilde azalma göserirken, kamu işçilerinin bu krizlerden ekilenmedikleri (isaisiki olarak) sonucuna varılmışır. Türk özel sekörünün kriz dönemlerini nispi olarak kolay alamasında iş-gücü piyasalarının esnek ücre yapısı ile ilişkili olduğunu düşündürmekedir. Bunun aksine, adil-ücre-iseği değişkeni (ZA) kamu sekörü çalışanlarının ücrelerindeki değişmeyi açıklamaka isaisiki olarak anlamlı olduğu sonucuna varılmışır 13. Kamu sekörü işçi ücreleri için yapılan iki farklı regresyon (REG-2 ve REG-4) analizlerinde elde edilen paramere ahminlerine ilişkin işareler ve bu ahminlere ilişkin hesaplanan isaisiki anlamlılık düzeyleri birbirlerine oldukça yakındırlar. REG-4 referans alınır ise, dönemindeki kamu işçi ücrelerinin, bir önceki dönemdeki ücrelere, işsizliğe oranına, ve -1 ve -2 döneminde özel sekör işçileri ile aralarındaki ücre farklılaşması değişkenlerine bağlı olduğu sonucuna varılmışır. Diğer 13 Tablo 4 de adil ücre değişkeni ZA şeklinde ifade edilmişir.
bir deyişle, -2 ve -1 dönemlerinde kamu ve özel sekör ücreleri arasında bir farklılaşma var ise, bu farklılaşmanın dönemindeki ücrelere yansıılmasını isedikleri sonucuna varılmışır. Diğer bir deyişle, adil-ücre-iseği değişkeni kamu sekörü çalışanlarının ücrelerindeki değişmeyi açıklamaka isaisiki olarak anlamlı olduğu sonucuna varılmışır. Türkiye de memur ücrelerindeki değişmeleri açıklamak için yapılan regresyonda (REG-1), krizlerin ve -1 dönemi için adil-ücre-iseği değişkenlerinin isaisiki olarak anlamlı oldukları bulunmuşur. Bu regresyonda, diğer üm açıklayıcı değişkenler nispeen başarısız oldukları sonucuna varılmışır. Tablo-4:Regresyon Analizi Sonuçları REG-1: WM REG-2: WG REG-3: WP REG-4: WG βˆ i βˆ i βˆ i βˆ i β 0 0,01 0,12-0,01-0,08 0,01 0,51-0,01-0,05 W -1 0,32 (c) 1,93 0,44 (a) 2,87 0,47 (b) 2,38 0,58 (a) 4,24 VA -1-0,19-0,20 0,91 0,81 1,04 0,72 1,06 0,98 UN -0,01-0,79-0,01 (b) -2,02-0,02 (b) -2,31-0,01 (c) -1,69 ZA -1-0,31 (b) -2,39-0,68 (a) -4,92-0,23-1,01-0,59 (a) -4,32 ZA -2 0,02 0,10-0,19-1,37 0,01 0,14-0,26 (c) -1,83 EL 0,03 1,26 0,02 0,91 0,01 0,30 0,01 0,42 CR -0,08 (b) -2,40-0,01-0,12-0,04 (b) -2,91-0,01-0,24 AR(1) -0,43 (c) -2,17 R 2 0,33 0,49 0,31 0,53 ad-r 2 0,19 0,39 0,16 0,41 DW 1,88 2,31 2,02 1,94 HETE 0,39 0,86 0,92 0,49 BGL 0,83 0,08 0,96 0,23 NOT ZA ZM ZA ZG ZA ZP ZA ZG 1. (a), (b) ve (c) sırası ile %1, %5 ve %10 luk isaisiki anlamlılık düzeylerini vermekedir. 2. HETE: Heeroskedasiciy ARCH esi olasılık değerleri: (h)>0,05 sabi varyans varsayımı ihlal edilmişir. 3. BGL: Breusch-Godfrey Serisel Korelâsyon Tesi Sonuçları : (h)>0,05. Regresyon ahmininde elde edilen haa erimi serisinde oo-korelasyon problemi. Eğer kamu seköründe verimlilik arışları özel sekörün gerisinde kalıyor ise ve bu çalışmada göserildiği üzere kamu sekörü çalışanlarının ücrelerinin özel sekör çalışan ücreleri ile benzer şekilde arış göseriyor ise nispi
anlamda kamu sekörünün maliyeleri arış rendi göserecekir. Özel ve kamu sekörlerinde verimlilik farklılaşması var mıdır? Bu araşırma sorusu ilerde yapılacak bir proje olarak bir kenara konulmuşur. Bu çalışmanın oraya koyduğu sonuç kamu sekörü çalışanlarının ücrelerinin belirlenmesinde özel sekör ücreleri ciddi bir referans iken bunun ersi bir nedensellik bu çalışmada espi edilememişir. Diğer bir deyişle, Baumel- Bowen maliye hasalığı ana hipoezinin bileşenlerinden birisi olan kamu ücrelerinin özel sekör ücrelerinden ekilenmesi bölümü Türkiye için geçerli olduğu sonucuna varılmışır. SONUÇ Baumel ve Bowen (1966) çalışmasında hizme emelli sekörlerde verimlilik arışlarının diğer sekörlerin gerisinde kalmasına rağmen bu sekörde çalışanların ücrelerinin (ve dolaysısı ile bu sekördeki fiyaların) en az diğer sekörler kadar arış gösermesinin nedenlerini araşırmışlardır. Bu çalışmada bu yazarların oraya koyduğu durum Baumel-Bowen maliye hasalığı olarak lieraürde yer edinmişir. Bu referans çalışması kamu ekonomisi ile ilgilenen araşırmacıların dikkaini çekmiş ve kamu harcamalarındaki reel arışların Wagner yasası gibi sadece alep yönlü değil aynı zamanda arz yönlü (maliye yönlü) olabileceğine dikka çekmişlerdir. Bu referans çalışmasının oraya koyduğu ve kamu hizmeleri açısından sınanabilir iki önemli sonucu vardır. Bunlardan ilki kamu hizme seköründeki verimlilik arışları genel olarak diğer sekörlerden (özellikle de özel sekörden) nispeen daha az mıdır? Đkinci olarak, kamu hizmeleri ve diğer sekör üreim fonksiyonlarında önemli bir maliye unsuru olan emek maliyeleri ve dolayısı ile ücreler birbirlerine paralel bir seyir mi izlemekedir. Genel anlamda, uygulama nieliğindeki çalışmalarda, ücrelerin belirleyen yapısal fakörlerin (örneğin verimlilik, işsizlik ve krizler gibi) ekileri incelenmekedir. Baumol-Bowen ekisine ai yukarıda belirilen ikinci sonucunun sınanması bir yapısal ücre modeline kamu-özel sekör ücre farklılığı değişkeninin büünleşirilmesi ile sınanabilinir. Đşe bu çalışma da kamu sekörü işçi ve memur ücreleri ile özel sekör işçi ücreleri arasındaki farkın bu bağlamda isaisikî olarak anlamlı olup olmadığı araşırılmışır.türkiye için 1963-2006 dönemi arasında kamu sekörü işçi ve memur ücrelerinin özel sekör ücrelerinden ekilendiği Granger nedensellik esi ve regresyon analizleri ile oraya konmuşur. Özel sekör ücrelerindeki değişmeler işsizlik, verimlilik arışları ve krizler gibi yapısal değişkenler arafından açıklanır iken kamu sekörü ücreleri ile özel sekör ücreleri arasındaki farklılaşma değişkeni isaisiki olarak anlamlı bulunmamışır. Kamu sekörü işçi ve memur ücreleri için ise ücre farklılaşmasının
ücrelerin belirlenmesinde (özellikle kamu işçileri için) önemli bir değişken olduğu sonucuna varılmışır.
KAYNAKÇA Azariadis, C. (1975). Implici Conracs and Underemploymen Equilibria, 83.Journal of Poliical Economy, 1183-1202. Baumol, W.J. ve Bowen W. G. (1966). Performing Ars: The Economic Dilemma, New York: The Twenieh Cenury Fund. Baumol, W. J. (1967). The Macroeconomics of Unbalanced Growh: The Anaomy of Urban Crisis. American Economic Review, 57(3) :415-26. Becker, S. G. (1964). Human Capial : A Theroreical and Emprical Analysis wih Special Reference o Educaion, New York, Naional Bureau of Economic Research Becker, S. G. (1965). A Theory of Allocaion of Time, Economic Journal, 75, Sepember: 493-517. Blanchard, O. and L. Summers (1986), Hyseresis and he European Unemploymen Problem, NBER Macroeconomic Annual, 1, 15-78. Celasun, M, ve Rodrik, D. (1989). Deb, Adjusmen and Growh: Turkey, Developing Counries Deb, ed.: J. Sachs, Chicago: Universiy of Chicago Press and NBER. Davidson, R. ve Mackinnon, J. G. (1993). Esimaion and Inference in Economerics. Oxford Universiy Press. DPT (2007). Ekonomik ve Sosyal Gösergeler (1950-2006). hp://ekuup.dp.gov.r/ekonomi/goserge/r/esg.asp Eview, (2007). Eviews Help Book, 6.1 Version. Ferris, J. S. ve Wes, E. G. (1999), Cos Disease verses Leviahan Explanaions of Rising Governmen Coss: An Empirical Invesigaion. Public Choice, 98(3-4) : 307-16. Frieberg, K. (2007), Inersecoral wage linkages: he case of Sweden, Empirical Economics, 32:161 184.
Gare, A.T., ve Rhine, R. (2006). On he Size and Growh of Governmen, Federal Res. Bank of S. Louis Review:13-30. Grene, W.H. (1997). Economeric Analysis, Prenice Hall, Third Ediion, New Jersey. Hershlag, Z. Y. (1988). The Conemporary Turkish Economy, London and New York: Rouledge. Henrekson, M. ve Lybeck, J. A. (1988). Ediors Inroducion and Summary içinde Explaining he growh of Governmen, ed.s Johan A. Lybeck and Magnus Henrekson.Elsevier Science. Amserdam, The Neherlands. Holmlund B ve Ohlsson H. (1992) Wage linkages beween privae and public secors in Sweden. Labour, 6:3 17. Hyclak, T., Johnes, G., ve Thornon, R.J. (2005). Fundemenals of Labor Economics, Boson: Houghon Mifflin Co., Jacobson T. ve Ohlsson H. (1994) Long-run relaions beween privae and public secor wages in Sweden. Empirical Economics 19:343 360 Johansen, K. ve Srom, B. (2001). Wages and Poliics: Evidence from he Norwegian Public Secor, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 63, 3: 311-331. Lindquis M.J. ve Vilhelmsson R. (2004) Is he Swedish cenral governmen a wage leader? Working Paper Series, Swedish Insiue for Social Research, Sockholm Universiy Neck, R. ve Gezner. M. (2007). Ausrian Governmen Expendiure: Wagner s Law or Baumol s Cos Disease? Inernaional Business and Economics Research Journal, 11: 49-65. Shapiro C., ve Sigliz, J. E. (1984). Equilibrium Unemploymen as a Worker Discipline Device, American Economic Review: 433-444. TOBB (2002). Cumhuriye Döneminin Ekonomik Büyüklükleri (1923-2002). Turan, G. (2001). Sendikaların Ücreler ve Đsihdam Üzerine Ekileri, CMĐS Dergisi, Sayi 1 Cil 15.
TUIK (2007). Đsaisiki Gösergeler, 1923-2006. ISSN: 1300-0535. Yayın No: 3114.