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 gibi ana imala sanayi gruplarına ilişkin verimlilik ayarlı nominal ücre düzeyleri ile üreici ve ükeici fiyaları arasındaki nedensellik ilişkilerini araşırmakadır. Bunun yanı sıra, bu çalışmada Türk imala sanayi verimlilik ayarlı oplam nominal ücre düzeyleri ile üreici ve ükeici fiyaları arasındaki ilişki 1997-2012 dönemi için analiz edilmişir. Toda-Yamamoo nedensellik esi verimlilik ayarlı oplam nominal ücre düzeyleri ile üreici ve ükeici fiyaları arasında çif yönlü nedensellik ilişkisi olduğu yönünde güçlü bir kanı sağlamışır. Çalışmada incelenen ana sanayi gruplarının çoğunda nedensellik ilişkisinin yönü nominal ücrelerden fiyalara doğrudur. Sadece aramalı imalaında verimlilik ayarlı nominal ücreler ile fiyalar arasında çif yönlü bir nedensellik ilişkisi sapanmışır. Anahar Kelimeler: Ücre-fiya spirali, verimlilik, nedensellik analizi. JEL Sınıflandırması: E31, J31, C22 THE WAGE-PRICE SPIRAL: THE CASE OF TURKISH MANUFACTURING INDUSTRY ABSTRACT This sudy invesigaes he causal relaionship beween produciviy-adjused nominal wages of he main manufacuring indusry groups such as inermediae goods, consumer durables, consumer non-durables, energy and capial goods and producer and consumer prices in Turkey during he period of 2005-2012. In addiion, in his sudy he relaionship beween aggregaed produciviyadjused nominal wages and producer and consumer prices are analyzed for he period of 1997-2012 in Turkish manufacuring indusry. Toda-Yamamoo causaliy es have yielded a srong evidence for bidirecional causaliy beween aggregaed produciviy-adjused nominal wages and producer and consumer prices. In mos of he indusries examined he direcion of causaliy runs from nominal wages o prices. Only in inermediae goods manufacuring bidirecional causaliy is found beween produciviy-adjused wages and prices. Keywords: Wage-price spiral, produciviy, causaliy analysis. JEL Classificaion: E31, J31, C22 * Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF Ekonomeri Bölümü, maraszehra61@homail.com

46 1. GİRİŞ Ücre ve fiyalar arasındaki ilişki makro ekonomik dinamikler açısından son derece önemli olduğu için geçmişen günümüze kadar ikisa lieraüründe üzerinde sıklıkla durulan konuların başında gelmişir. Lieraürde ücre-fiya spirali olarak isimlendirilen bu dinamik ücre ve fiya ayarlama kuralları neicesinde oplam alep şoklarının ekonominin reel değişkenleri üzerinde ekide bulunup bulunmayacağı konusundaki arışmaların odak nokasını oluşurmuşur. Nominal ayarlamaların mal ve işgücü piyasalarının geneline yayılma ekisi ücre-fiya spirali olarak adlandırılmakadır (Kandil, 2003: 3). Ücre-fiya spirali eoremine göre, oplam alepeki bir arış firmaları daha yüksek fiya, işçileri ise daha yüksek ücre alep emeye sevk ederek bir ücre-fiya döngüsünün oluşmasına neden olur ve bu döngü sonucu çıkı ve isihdam arar. Bu durum sadece alep enflasyonu reel para arzını ekili bir biçimde azalığında son bulur ve ekonomi am isihdam denge seviyesine geri döner. Ücre-fiya spiralinin bir diğer oraya çıkış mekanizması şu şekildedir: Olumsuz arz şokları ile karşılaşıldığında işçiler daha yüksek reel ücre ya da firmalar daha yüksek kar marjı alep ederler, ya da şok öncesindeki ücre ve fiya düzeylerini korumak iserler. Bu durum maliye enflasyonuna neden olur ve enflasyonun reel para arzı üzerindeki ekisi ekonomik durgunluğa yol açar. Ücre-fiya spiralinin işleyişi ekonomik birimlerin beklenileri ile yakından ilişkilidir. Şöyle ki, eğer ekonomik birimler rasyonel bekleniye sahipse işçiler ve firmalar üm reel ücrelerde ve kar marjlarında eş zamanlı bir arış olmayacağını bilmekedirler. Toplam alepeki bir arış nominal ücreleri ve fiyaları eş zamanlı olarak arıracakır ve böylece oplam alepeki bir değişim çıkı üzerinde herhangi bir ekiye sahip olmayacakır. Ücre-fiya spiralinin işleyişi üm fiya ve ücre ayarlamalarının eş zamanlı olmadığı bir ekonomide farklılık arz emekedir. Reel ücreler ile kar marjlarının alepeki değişime karşı kaılık dereceleriyle fiya aale düzeyi arasında doğrudan bir ilişki söz konusudur. Ürün alebindeki değişimin kar marjları ve işgücü alebindeki değişimin reel ücreler üzerindeki ekisi ne kadar küçük ise nominal fiya düzeyinin oplam alep şoklarına ayarlanması o kadar yavaş olmakadır. Nominal fiya düzeyinin ayarlanma hızı yavaş olduğu için nominal para arzındaki değişimin reel para arzı ve oplam alep üzerindeki ekisi o kadar uzun olacakır. Bu durumda oplam alep şokları ekonominin reel değişkenleri üzerinde ekide bulunacakır (Blanchard, 1985: 1). İkisa eorisine göre nominal ücreler uzun dönemde fiyalar genel seviyesindeki arış oranında arırılmalıdır. Kısa dönemde ise bu denge ilişkisinden sapmalar söz konusu olabilir. Nominal ücreler enflasyonis baskıların yanı sıra işgücünün verimliliği dolayısıyla da arabilir. Ayrıca nominal ücreler sekörlere özgü karakerisik özellikler sergilemekedir. Herhangi bir sekördeki ücreler nispi olarak diğerlerine göre daha fazla arırılabilir. Çünkü bu sekör için ürün alebindeki değişimler sadece enflasyonla ilgili değildir. Bunun yanı sıra sekördeki işgücü verimlilik düzeyi de nominal ücrelerin

47 arışını ekilemekedir. Haa bazı sekörler iibariyle verimlilik arışıyla ilişkili olmayan yüksek düzeyde nominal ücre arışları söz konusu olabilmekedir (Rissman, 1995: 17). Dolayısıyla herhangi bir ekonomi için ücre-fiya spirali sadece ekonomi geneli ücre ve fiya düzeyleri arasında değil özellikle sekörler iibariyle de incelenmelidir. Lieraürde ücreler ile fiyalar arasındaki ilişki çok sayıda çalışmaya konu olmuşur. Çalışmaların büyük bir çoğunluğu ekonomi geneli ücre düzeyi ile fiyalar genel seviyesi arasındaki nedensellik ilişkisini ve bu ilişkinin yönünü belirlemeye yönelik olarak gerçekleşirilirken (Bardsen, Hurn ve McHugh, 2002; Broersma ve Buer, 2001; Golinelli ve Orsi, 2000; Hess ve Schweizer, 2000; Hoxha, 2010; Josheski, Foov, Lazarov ve Koeski, 2011; Kandil, 2003; Mein ve Üçdoruk, 1998; Moschos, 1983; Ranciere, 2000; Welfe, 1996) çok sınırlı sayıda araşırmacı (Rissman, 1995) sekörler iibariyle ücre-fiya spiralini es emişir. Ayrıca çalışmaların büyük bir çoğunluğu verimlilik dolayısıyla ücrelerde meydana gelen değişimi dikkae almışır. Bu çalışmada Türkiye için ücre-fiya spirali hem genel imala sanayi nominal ücre düzeyleri hem de aramalı imalaı, dayanıklı ükeim malı imalaı, dayanıksız ükeim malı imalaı, enerji ve sermaye malı imalaı olmak üzere beş ana sanayi grubuna ilişkin nominal ücre düzeyleri kapsamında incelenmişir. Rissman (1995) izlenerek nominal ücrelerde verimlilik ayarlaması yapılmışır. Verimlilik ayarlı nominal ücrelerle üreici ve ükeici fiyaları arasındaki nedensellik ilişkileri ana sanayi grupları iibariyle 2005-2012, oplam imala sanayi iibariyle 1997-2012 dönemi için araşırılmışır. Türkiye için ücreler ve fiyalar arasındaki ilişkiyi sekörel anlamda inceleyen herhangi bir çalışma söz konusu olmadığından bu çalışmanın lieraüre kakıda bulunduğunu söylemek mümkündür. Çalışmanın sonraki bölümlerinde öncelikle ücre-fiya spiralini ampirik olarak es eden çalışmaların bulgularına ilişkin lieraür özei sunulmuşur. Ardından çalışmada kullanılan ekonomerik yönemler ve veri sei anıılarak edinilen bulgular yorumlanmışır. Son olarak bulgulara ilişkin genel değerlendirmeler yapılmışır. 2. LİTERATÜR Ücre ve fiyalar arasındaki ilişki çok sayıda ekonomi için araşırılmışır. Moschos (1983) un çalışması bu çalışmalardan biridir. Moschos (1983), 1951-1978 dönemi iibariyle ABD için fiyaların ücre ve verimlilik değişimlerine verdiği epkiyi hem kısa hem de uzun dönem iibariyle es emişir. Uzun dönemde fiya, ücre ve verimlilik arasında bir ilişki olduğunu kısa dönemde ise ücrelerin fiyalar üzerindeki ekisinin verimliliken daha güçlü olduğunu sapamışır. Rissman (1995), sekörler iibariyle ücreler ve fiyalar arasındaki ilişkinin farklılık arz edeceğini ileri sürerek ABD için enflasyon ile verimlilik ayarlı nominal ücre arış hızları arasındaki ilişkiyi 1964-1994 dönemi iibariyle inşaa, madencilik, imala sanayi, dayanıklı ve dayanıksız ükeim malı imalaı, finans, sigora ve reel gayrimenkul, hizmeler, perakende ve opan icare ve ulaşım sekörlerine ilişkin veri sei ile incelemişir. Sekörlerin büyük bir çoğunluğunda fiya ve ücreler arasındaki nedensellik

48 ilişkisinin yönünün fiyalardan ücrelere doğru olduğunu espi emişir. Yalnızca imala sanayi ve perakende icaree ücrelerden enflasyona doğru bir nedensellik ilişkisi olduğunu belirlemişir. Ücre-fiya spiraline ilişkin bir başka çalışma Welfe (1996) ye aiir. Welfe (1996), Polonya için fiya ve ücreler arasındaki ilişkiyi 1964-1989 ve 1990-1993 dönemleri iibariyle es emişir. Nominal ücrelerin fiyalar ve işgücü verimliliği, fiyaların ise ücre arış hızı ve ihala mallarının fiyaları arafından belirlendiğini espi emişir. Mein ve Üçdoruk (1998), 1962-1992 dönemi için Türk imala sanayinde ücre, fiya ve isihdam arasındaki uzun dönem ilişkiyi incelemişlerdir. Uzun dönemde ücre-fiya spiralinin geçerli olduğunu ifade ederek fiyalardaki arışların nominal ücreleri arırdığını ve isihdamın hem nominal ücreleri hem de reel ücreleri belirleyen bir zayıf dışsal değişken olduğunu oraya koymuşlardır. Golinelli ve Orsi (2000), Polonya ve Macarisan için ücre-fiya spiralini 1970-1997 dönemi iibariyle incelemişlerdir. Polonya için ücreler ve fiyalar arasında hem uzun hem de kısa dönemde ilişki olduğunu, Macarisan için ise kısa ve uzun dönemde ücre-fiya ilişkisinin belirsiz olduğunu belirmişlerdir. ABD için ücreler ile fiyalar arasındaki nedensellik ilişkisini inceleyen Hess ve Schweizer (2000), 1960-1999 dönemi iibariyle ücrelerdeki arışın genel fiya düzeyini arırmasından ziyade yüksek fiyaların yüksek ücre arışlarına neden olduğu yönünde bulgular edinmişlerdir. Yine ABD için ücre-fiya spiralini es eden Ranciere (2000), 1964-1998 dönemi için Blanchard (1986) ın firma veya işçi lider modelini ele alarak ücre ve fiyalar arasındaki ilişkiyi oraya koymuşur. Para poliikasının maruz kaldığı bir şokun ekisinin hem firma hem de işçi lider modelleri iibariyle çok küçük olduğunu ve ücre-fiya spiralinin zayıf olmakla birlike arz şoku durumunda firma lider modeli çerçevesinde geçerliliğe sahip olduğunu ifade emişir. Broersma ve Buer (2001), işgücü dalgalanmalarının ücre-fiya spiralini ne şekilde ekilediğini Hollanda için es emişlerdir. Nickell (1987) in ücre-fiya spirali modelini genişleerek Hollanda için işen çıkarılanların sayısındaki sürekli arışın işsizlik oranı üzerinde geçici bir arışa ve ücreler üzerinde ise nispi bir azalışa neden olduğunu espi emişlerdir. Bardsen vd. (2002), ek denklem yaklaşımını eleşirerek 1986-1999 dönemi iibariyle Avusralya için ücreler ve fiya düzeyi arasındaki ilişkiyi es emişlerdir. Oralama işgücü verimliliği, işsizlik oranı, ihala fiyaları ve çıkının rendden sapmasını da dikkae alarak gerçekleşirdikleri eş büünleşme esleri ile her iki değişkenin uzun dönemde birlike hareke eiğini ve karşılıklı olarak fiya enflasyonu ile ücre büyüme hızının birbirlerini önemli düzeyde ekilediğini espi emişlerdir. Kandil (2003), 12 gelişmiş ülke için fiya-ücre spiralini 1960-2000 dönemi iibariyle es emişir. Edinilen bulgulara göre, genişleme döneminde işgücü ve mal piyasasındaki eş zamanlı nominal ayarlamalar reel yaşam sandarlarını korurken çıkı genişlemesini devam eirir. Daralma dönemlerinde ise çıkı daralmaları veya ekonomik birimlerin reel yaşam sandarlarının köüleşmesi üzerinde ücre-fiya spiralinin ekisi sınırlı bir biçimde gözlenmekedir. Hoxha (2010), 27 Avrupa

49 ülkesi için ücre-fiya spiralini 1996-2007 dönemi için inceleyerek ücreler ile fiyalar arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi olduğunu gösermişir. Son olarak Josheski vd. (2011), İngilere için fiyalar ve ücreler arasındaki ilişkiyi 1960-2007 dönemi iibariyle es emişlerdir. Reel ücreler ile fiya düzeyi arasında poziif ve anlamlı bir ilişki olduğunu ve nedenselliğin yönünün reel ücrelerden fiya düzeyine doğru olduğunu espi emişlerdir. Tablo 1. Lieraür Özei Yazar Dönem Ülke Yönem Sonuç Moschos (1983) 1951-1978 yıllık ABD En Küçük Kareler (EKK) ve Araç değişken modeli Ücrelerin fiyaları açıklama gücü yüksek Rissman (1995) 1964-1994 üç aylık ABD Granger nedensellik analizi Çoğu sekörde fiyalardan ücrelere doğru nedensellik Welfe (1996) 1964-1989 yıllık 1990-1993 üç aylık Mein ve Üçdoruk (1998) Hess ve Schweizer (2000) 1962-1992 yıllık 1960-1999 üç aylık Ranciere (2000) 1964-1998 üç aylık Golinelli ve 1970-1997 Orsi (2000) üç aylık Broersma ve 1969-1997 Buer (2001) üç aylık Bardsen vd. (2002) 1986-1999 üç aylık Kandil (2003) 1960-2000 üç aylık Hoxha (2010) 1996-2007 üç aylık Josheski vd. (2011) 1960-2007 yıllık Polonya Türkiye Engle-Granger ve Johansen eş büünleşme, haa düzelme analizleri Johansen eş büünleşme, haa düzelme, Granger nedensellik analizleri ilişkisi söz konusu Ücreler ve fiyalar arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi söz konusu Uzun dönemde ücre-fiya spirali geçerli ABD Granger nedensellik analizi Yüksek fiyalar yüksek ücrelere neden olur ABD Polonya ve Macarisan Hollanda Avusralya 12 gelişmiş ülke 27 Avrupa ülkesi İngilere Yapısal vekör ooregresif (VAR) modeli Gregory-Hansen eş büünleşme, vekör haa düzelme analizi Görünürde ilişkisiz regresyon analizi VAR, Johansen eş büünleşme analizi EKK analizi EKK ve vekör haa düzelme (VECM) analizleri EKK, Johansen eş büünleşme, VECM analizleri Sınırlı ücre-fiya spirali Polonya için ücre-fiya spirali geçerli İşen çıkarılma ücre-fiya spiralinin önemli bir belirleyicisi Ücreler ve fiyalar arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi söz konusu Ücre-fiya spirali ve ekonomik dalgalanmalar arasında önemli bir ilişki var Ücreler ve fiyalar arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi söz konusu Reel ücrelerden fiyalara doğru nedensellik söz konusu Ücre-fiya spirali kapsamında ücre ve fiyalar arasındaki ilişkiyi inceleyen çalışmalar ele alınan dönem, ülke, yönem ve bulgular kapsamında özelenerek Tablo 1 de sunulmuşur. Çalışma bulguları değerlendirildiğinde ülkelerin çok büyük bir kısmı için ücre-fiya spiralinin geçerli olduğu, ücrelerin fiyaları, fiyaların da ücreleri önemli düzeyde açıkladığı dikkaleri çekmekedir. 3.VERİ SETİ VE EKONOMETRİK YÖNTEM 3.1. Veri Sei Çalışmada ilk olarak Türkiye İsaisik Kurumunun (TÜİK) sanayi brü ücre-maaş endeksi (2005=100) verilerinden yararlanılarak beş ana sanayi grubu için nominal ücreler ele alınmışır.

50 TÜİK, Avrupa Topluluğunda Ekonomik Faaliyelerin İsaisiki Sınıflamasına (NACE REV:2) uyarak imala sanayi faaliyelerini malların ipine göre aramalı, enerji, sermaye malı, dayanıklı ükeim malı ve dayanıksız ükeim malı olmak üzere beş ana sanayi grubuna (MIGS) ayırmışır ve 2005 yılı sonrasında kısa dönemli iş isaisikleri çerçevesinde yayınlamaya başlamışır. Her bir ana sanayi grubuna göre sanayi ücre endeksleri (2005=100) ile ükeici fiya endeksi (TÜFE (2003=100)) ve üreici fiya endeksi (ÜFE (2003=100)) serileri kullanılarak 2005:01-2012:02 dönemi iibariyle nominal ücreler ile fiyalar arasındaki ilişki araşırılmışır. İmala sanayi ana sanayi grupları için ücre verilerinin frekansı üç aylık olup sadece 2005-2012 dönemi için mevcuur. İlgili ücre verileri için daha uzun bir zaman dilimine ulaşma imkanı olmadığı için ücreler ve fiyalar arasındaki ilişki bu dönem için incelenmişir. Çalışmada ikinci olarak imala sanayi oplam nominal ücre düzeyleri ile üreici ve ükeici fiyaları arasındaki ilişki araşırılmışır. Toplam ücreler ile genel fiya düzeyleri arasındaki ilişki 1997:01-2012:02 dönemi üçer aylık verilerle incelenerek 2005-2012 dönemi için söz konusu olan veri kısıdının olumsuz ekisinden kaçınılmaya çalışılmışır. Bu amaçla imala sanayi üreimde çalışılan saa başı ücre endeksi (1997=100) ile TÜFE (1994=100) ve opan eşya fiyaları endeksi (TEFE (1994=100)) ele alınmışır. İlgili veriler Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden derlenmişir. Çalışmada Rissman (1995: 19) ın yaklaşımı izlenmişir ve ücre serileri verimliliken arındırılarak kullanılmışır. Bu şekilde ücre değişimlerinin emel nedenlerinden biri olan işgücü verimliliği dolayısıyla nominal ücrelerde meydana gelen değişimler serilerden dışlanmışır. Nominal ücre serilerini verimlilik ayarlamasına abi umak amacıyla öncelikle verimlilik serileri oluşurulmuşur. (1) numaralı eşilik yardımıyla oplam imala sanayi ve ana sanayi gruplarına ilişkin verimlilik düzeyleri hesaplanmışır. Qi Zi ( ) *100 (1) L h i i (1) numaralı eşilike Z i ; i ana sanayi grubundaki verimlilik düzeyini, Q i ; i ana sanayi grubundaki reel üreim düzeyini, L i ; i ana sanayi grubunda çalışan işçi sayısını ve h i ; i ana sanayi grubunda oralama çalışma saaini gösermekedir. Toplam imala sanayi nominal ücre düzeyi iibariyle verimlilik düzeyinin hesaplaması için reel üreim düzeyi olarak imala sanayi üreim endeksi (1997=100), çalışan işçi sayısı için imala sanayi üreimde çalışanlar endeksi (1997=100) ve oralama çalışma saai için imala sanayinde çalışılan saa endeksi (1997=100) verisi kullanılmışır. Ana sanayi gruplarına göre nominal ücre serileri için verimlilik düzeyinin hesaplanmasında her bir ana sanayi grubu için sanayi üreim endeksi (2005=100), isihdam endeksi (2005=100) ve çalışılan saa endeksi (2005=100) verilerinden yararlanılmışır. Verimlilik düzeyi hesaplandıkan sonra nominal ücreler için verimlilik ayarlaması (2) numaralı eşilike görüldüğü şekilde gerçekleşirilmişir. W i ; nominal ücre düzeyini, W adj ; verimlilik ayarlı nominal ücre düzeyini gösermekedir.

51 W adj W Z (2) i i Çalışmada ele alınan veriler için kısalmalar şu şekildedir: ARAMAL; aramalı imalaı, DAYAN; dayanıklı ükeim malı imalaı, DAYANSIZ; dayanıksız ükeim malı imalaı, ENERJİ; enerji, SERMAYE; sermaye malı imalaı kapsamında verimlilik ayarlı nominal ücre düzeylerini ifade emekedir. UCRET; imala sanayi oplam verimlilik ayarlı nominal ücre düzeyini, TÜFE, ÜFE ve TEFE fiya endekslerini gösermekedir. Çalışmada kullanılan üm veriler harekeli oralama yönemi ile mevsimselliken arındırılmışır. Tüm veri sei logarimik ransformasyona abi uulmuşur. Analizlerin gerçekleşirilmesinde Eviews 5 ve Ras 6.35 pake programlarından yararlanılmışır. 3.2. Ekonomerik Yönem Nominal ücreler ile fiyalar arasındaki ilişkinin belirlenebilmesi için öncelikle serilerin enegrasyon derecelerinin belirlenmesi gerekmekedir. Regresyon analizlerinde durağan olmayan serilerin kullanılması sahe regresyon problemine neden olacağı için serilerin durağan oldukları seviyelerin önceden belirlenmesi önem arz emekedir. Çalışmada kullanılan serilerin durağan oldukları seviyelerin espiinde yapısal kırılmayı dikkae alan Zivo ve Andrews in (ZA) birim kök esi ele alınmışır. Zivo ve Andrews (1992), zaman serilerindeki yapısal kırılmayı dikkae almayan geleneksel birim kök eslerinin seride birim kök olduğunu ifade eden hipoezin kabulüne eğilimli olacaklarını iddia emişlerdir. Kırılmanın dışsal olarak belirlenmesi yaklaşımına karşı çıkarak kırılmanın içsel olarak belirlenebileceği bir birim kök esi gelişirmişlerdir. Zivo ve Andrews (1992), gelişirdikleri birim kök esini 3 model kapsamında açıklamakadırlar. Model (A): y ˆ A ˆ A DU (ˆ) ˆ A ˆ A y k A 1 ĉ j y j ê (3) j 1 Model (B): y ˆ B ˆ B DT (ˆ) ˆ * B ˆ B y k B 1 ĉ j y j ê (4) j 1 Model (C): y ˆ C ˆ C DU (ˆ) ˆ C ˆ C DT (ˆ) ˆ * C y k C 1 ĉ j y j ê (5) j 1 Yukarıdaki modellerde DU (ˆ ) ; eğer > T ise 1, değilse 0, DT * (ˆ ) ; eğer > T ise T, değilse 0 değerleri verilerek oluşurulan kukla değişkenlerdir. T gözlem sayısını gösermek üzere =1,2,3,,T ve T =T B dir. (T B /T) kırılma nokasını, T B ise kırılma zamanını gösermekedir. Model A, sabieki kırılmayı, Model B, renddeki kırılmayı, Model C ise hem sabi hem de renddeki kırılmayı incelemekedir. Bu yönemde ele alınan her seri yukarıdaki modeller dahilinde j=2/t den

52 i j=(t-1)/t ye kadar EKK ile ahmin edilmekedir. 1 i es emek amacıyla isaisikleri hesaplanarak isaisiğin en küçük olduğu dönem kırılma dönemi olarak belirlenmekedir (Zivo ve Andrews, 1992: 254-255). Hesaplanan minimum isaisikleri Zivo ve Andrews (1992) ablo kriik değerleri ile karşılaşırılarak karar verilmekedir. Eğer hesaplanan isaisiğinin mulak değeri ablo kriik değerinin mulak değerinden büyük ise serinin birim kök içerdiğini ifade eden sıfır hipoezi reddedilir ve serinin yapısal kırılma dolayısıyla durağan olduğuna karar verilir. Çalışmada ücre-fiya spiralini es emek için Toda-Yamamoo (1995) nun nedensellik analizi kullanılmışır. Toda ve Yamamoo (1995) ya göre ekonomik zaman serileri birinci farklarında durağan iken aralarında herhangi bir eş büünleşme ilişkisi yoksa VAR sisemi serilerin birinci farkları üzerinden ahmin edilebilir ve böylece VAR daki hipoez esleri için geleneksel asimpoik eori geçerlidir. Eğer seriler birinci farklarında durağan iken aynı zamanda uzun dönem ilişkiye de sahipse bu durumda VAR sisemi üzerinden bir vekör haa düzelme modeli ahmin edilebilir. Ancak çoğu uygulamalarda serilerin enegrasyon ve eş büünleşme dereceleri konusunda önsel bir bilgi söz konusu değildir. Dolayısıyla VAR modelinin ahmininden önce mulaka ekonomik zaman serilerinin birim kök içerip içermediklerinin ve eş büünleşme ilişkisine sahip olup olmadıklarının önceden es edilmesi gerekmekedir. Sims, Sock ve Wason (1990) ve Toda ve Phillips (1993) serilerin düzey değerleri üzerinden gerçekleşirilen Granger esinin nedensellik ilişkisi olmadığını ifade eden sıfır hipoezi için genel Wald es isaisiğinin sandar olmayan asimpoik bir dağılıma sahip olduğunu ileri sürmüşlerdir. Bunun yanı sıra eğer süreç serilerin birinci farkları üzerinden yürüülmeke ise genel anlamda problemli paramerelerin elde edilebileceğini savunmuşlardır. Mosconi ve Giannini (1992) ve Toda ve Phillips (1993), birinci farklarında durağan olan seriler iibariyle gerçekleşirilecek Granger nedensellik esi için Johansen in haa düzelme ahminine başvurmuşlardır. Wald esinin gerçekleşirilebilmesi için seriler arasındaki eş büünleşme ranklarının önceden es edilmesi gerekmekedir ve bu prosedürlerin gerçekleşirilmesi kolay değildir. (Toda ve Yamamoo, 1995: 226). Bu nedenlerden dolayı Toda ve Yamamoo (1995), VAR siseminin serilerin durağan, herhangi bir dereceden enegre ve uzun dönem ilişkiye sahip olup olmadıklarını önceden es emeden uygulanabilen bir nedensellik yaklaşımı gelişirmişlerdir. Buna göre serilerin seviye değerleri üzerinden bir VAR sisemi ahmin edilip Wald isaisiği ile kasayılar üzerindeki lineer ve lineer olmayan kısıları es ederek değişkenler arasındaki nedensellik ilişkileri belirlenebilir. Toda-Yamamoo (1995) nedensellik esinde, VAR modeli için Akaike ve Schwarz gibi krierler yardımı ile belirlenen opimal gecikme uzunluğuna (k) sisemdeki serilerin sahip olduğu en yüksek enegrasyon derecesinin (d max ) ilave edilmesi ile elde edilen yeni gecikme uzunluğuna (k+d max ) göre öncelikle VAR modeli ahmin edilir 1. Daha sonra son d max gecikme vekörlerinin kasayı marisleri göz 1 d max derecesinin belirlenebilmesi için serilerin durağan oldukları seviyelerin önceden espi edilmesi gerekmekedir.

53 ardı edilerek ilk k kasayı marisleri üzerindeki lineer ve lineer olmayan kısılar sandar Wald esi ile es edilir (Toda ve Yamamoo, 1995: 246). Wald esi k serbeslik derecesi ile asimpoik Ki-kare dağılımına sahipir ve bu durum serilerin durağanlık ve eş büünleşme derecelerine bağlı değildir (Toda ve Yamamoo, 1995: 230). Çalışmada seriler arasındaki nedensellik ilişkilerinin araşırılması için VAR siseminde aşağıdaki denklemlerin ahmin edilmesi sureiyle Toda ve Yamamoo (1995) nun yaklaşımı uygulanmışır. LP 0 k i 1 1i LP d max k d max i 2 jlp j 1i LW i 2 jlw j v (6) j k 1 i 1 j k 1 LW 0 k i 1 1i LW d max k d max i 2 jlw j 1i LP i 2 jlp j u (7) j k 1 i 1 j k 1 (6) ve (7) numaralı denklemlerde LP ve LW; sırasıyla fiya ve ücre düzeylerinin logarimik değerlerini gösermekedir. 0 ve 0 sabi erimleri, 1i, 2 j, 1i, 2 j, 1i, 2 j, 1i ve 2 j ; değişken kasayılarını, v ve u ise haa erimlerini ifade emekedir. (6) numaralı denkleme göre ücrelerden fiyalara doğru Granger nedensellik ilişkisinin var olduğunu söyleyebilmek için 1i lerin bir büün olarak sıfırdan farklı olması gerekmekedir. Aynı şekilde (7) numaralı denkleme göre fiyalardan ücrelere doğru nedensellik ilişkisi Wald esi ile es edilmesi ile belirlenmekedir. 1i lerin isaisiksel olarak birlike sıfırdan farklı olup olmadığının 4. BULGULAR Grafik 1 de 2005-2012 dönemi için 5 ana imala sanayi grubu iibariyle verimlilik ayarlı nominal ücre büyüme oranları ile üreici ve ükeici fiyalarına dayalı enflasyon oranlarının seyri göserilmekedir. Ele alınan dönemde ana sanayi grupları iibariyle oralama olarak en düşük nominal ücre arışına sahip mal grubu (oralama 0.0238) enerji iken en yüksek oralama nominal ücre arış oranı dayanıklı ükeim mallarına (oralama 0.0352) aiir. Dönemler iibariyle her ne kadar nominal ücre enflasyonları ile üreici ve ükeici fiya enflasyonları genel anlamda benzer eğilimler sergileseler de grafiğe bakarak ükeici ve üreici fiya enflasyonlarının spesifik mal gruplarına ilişkin nominal ücre enflasyonlarına göre daha az dalgalandığını söylemek mümkündür. Özellikle de global ekonomik krizin Türkiye yi önemli bir düzeyde ekilemeye başladığı 2008 yılının son çeyreğinde dayanıklı ükeim malı imalaı, sermaye malı imalaı ve aramalı imalaında nominal ücrelerde önemli oranda azalış söz konusu iken üreici ve ükeici fiyaları enflasyonunda dikka çekici bir değişim söz konusu değildir.

54 Grafik 1. Verimlilik Ayarlı Nominal Ücre Enflasyonu ve Fiya Enflasyonu Nominal ücreler ile fiyalar arasındaki ilişkinin Toda-Yamamoo nedensellik esi kapsamında belirlenebilmesi için serilerin sahip oldukları en yüksek enegrasyon derecesinin espi edilmesi gerekmekedir. Bu nedenle öncelikle kullanılan üm serilerin durağan oldukları dereceler araşırılmışır. Bu amaçla verimlik ayarlı nominal ücre serileri ile fiya serileri için yapısal kırılmaları dikkae alan ZA birim kök esi uygulanarak Tablo 2 de analizlerin sonuçları göserilmişir. Durağanlık analizi sonuçlarına göre gerek 2005-2012 dönemi için ana sanayi grupları bazında gerekse de 1997-2012 dönemi için oplam imala sanayi nominal ücre serilerinin amamı seviyesinde durağandır. Fiya endeks serileri iibariyle ise 2005-2012 dönemi için ÜFE ve TÜFE serilerinin birinci farkında 2, 1997-2012 dönemi için TÜFE ve TEFE serilerinin seviyelerinde durağan olduğu espi edilmişir. 2 2005-2012 dönemi için ÜFE serisi ZA esine göre seviyesinde sadece sabie kırılmayı göseren modele göre %5 düzeyinde durağan olarak espi edilmişir. Aynı seri için birinci fark alındığında yine sadece sabie kırılmayı göseren model kapsamında %5 düzeyinde durağanlık belirlenmişir. Serinin durağan olduğu seviyenin açıkça belirlenebilmesi için Dickey ve Fuller (1979) arafından gelişirilen Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) birim kök esi ile Phillips ve Perron (1988) arafından gelişirilen Phillips-Perron (PP) birim kök esi uygulanmışır. Buna göre serinin seviyesi için sabili modelde (ADF;-0.5568, PP;-0.2848), sabili-rendli modelde (ADF;-3.0127, PP;-2.5495) şeklinde bulgulara ulaşılırken, birinci farkında sabili modelde (ADF;-4.2844 a, PP;-3.2864 b ), sabili-rendli modelde (ADF;-4.1209 b, PP;-3.1209) şeklinde sonuçlar edinilmişir. Buna göre ADF ve PP birim kök esleri serinin en az %5 anlamlılık düzeyinde birinci farkında durağan olduğunu gösermişir.

55 Tablo 2. ZA Birim Kök Tesi Model A Model B Model C Dönem TB TB TB LARAMAL 2005-2012 -6.7033 a (0) 2010:04-6.1825 a (0) 2011:02-9.0475 a (0) 2010:04 LDAYAN 2005-2012 -6.7315 a (0) 2007:04-6.2136 a (0) 2009:01-6.6717 a (0) 2007:04 LDAYANSİZ 2005-2012 -5.9601 a (0) 2010:04-5.8258 a (0) 2010:03-8.5776 a (0) 2010:02 LSERMAYE 2005-2012 -6.8321 a (0) 2008:02-6.1215 a (0) 2008:03-7.0804 a (0) 2008:02 LENERJİ 2005-2012 -6.5063 a (0) 2006:03-5.7208 a (0) 2008:02-11.1123 a (0) 2006:03 LÜFE 2005-2012 -5.0704 b (0) 2009:02-3.9953 (1) 2008:03-4.9707 (1) 2009:02 LTÜFE 2005-2012 -3.0772 (0) 2010:02-3.2385 (0) 2009:02-3.3805 (0) 2009:01 ΔLÜFE 2005-2012 -4.6487 b (1) 2008:03-4.0834 (1) 2009:02-4.5533 (1) 2008:03 ΔLTÜFE 2005-2012 -6.4520 a (3) 2009:01-6.2622 a (3) 2011:02-6.2464 a (3) 2009:01 LTEFE 1997-2012 -9.3787 a (0) 2009:01-8.9030 a (0) 2006:04-9.7391 a (0) 2009:01 LTÜFE 1997-2012 -8.3795 a (0) 2008:02-8.4363 a (0) 2004:01-8.3615 a (0) 2003:04 LUCRET 1997-2012 -5.6234 a (1) 2004:01-5.9675 a (1) 1999:03-4.9945 (1) 1999:03 Tablo kriik değerleri A modeli için %1; -5.34, %5;-4.80, B modeli için %1; -4.93, %5; -4.42 ve C modeli için %1; -5.57, %5;- 5.08 dir. Opimal gecikme uzunlukları paranez içinde göserilmişir. Opimal gecikme uzunlukları Schwarz bilgi krierine göre belirlenmişir. a ve b sırasıyla serinin %1 ve %5 anlamlılık seviyesinde durağan olduğunu gösermekedir. L; serilerin logarimik ransformasyona abi uulduğunu, Δ ise serilerin birinci farklarının alındığını ifade emekedir. Tablo 3. Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi Nedensellik Dönem k dmax LM(1) LM(4) Whie 2 İs. Prob. Karar LARAMAL LTÜFE 2005-2012 4 1 2.97 3.83 57.76 4.64 0.32 Nedensellik yok LTÜFE LARAMAL 2005-2012 4 1 2.97 3.83 57.76 3.25 0.51 Nedensellik yok LARAMAL LÜFE 2005-2012 3 1 2.76 0.41 51.95 7.40 c 0.06 Nedensellik var LÜFE LARAMAL 2005-2012 3 1 2.76 0.41 51.95 8.50 b 0.03 Nedensellik var LDAYAN LTÜFE 2005-2012 4 1 2.77 1.05 63.41 4.66 0.32 Nedensellik yok LTÜFE LDAYAN 2005-2012 4 1 2.77 1.05 63.41 4.75 0.31 Nedensellik yok LDAYAN LÜFE 2005-2012 1 1 5.51 4.74 26.52 4.07 b 0.04 Nedensellik var LÜFE LDAYAN 2005-2012 1 1 5.51 4.74 26.52 1.75 0.18 Nedensellik yok LDAYANSİZ LTÜFE 2005-2012 4 1 4.26 3.51 68.06 11.69 a 0.01 Nedensellik var LTÜFE LDAYANSİZ 2005-2012 4 1 4.26 3.51 68.06 4.79 0.30 Nedensellik yok LDAYANSİZ LÜFE 2005-2012 2 1 4.35 6.32 34.15 3.73 0.15 Nedensellik yok LÜFE LDAYANSİZ 2005-2012 2 1 4.35 6.32 34.15 2.39 0.30 Nedensellik yok LSERMAYE LTÜFE 2005-2012 4 1 1.75 1.90 56.56 8.20 c 0.08 Nedensellik var LTÜFE LSERMAYE 2005-2012 4 1 1.75 1.90 56.56 2.82 0.58 Nedensellik yok LSERMAYE LÜFE 2005-2012 3 1 1.74 0.68 58.08 5.96 c 0.10 Nedensellik var LÜFE LSERMAYE 2005-2012 3 1 1.74 0.68 58.08 2.44 0.48 Nedensellik yok LENERJİ LTÜFE 2005-2012 3 1 7.51 7.32 41.60 6.06 c 0.10 Nedensellik var LTÜFE LENERJİ 2005-2012 3 1 7.51 7.32 41.60 3.42 0.33 Nedensellik yok LENERJİ LÜFE 2005-2012 1 1 4.36 3.00 25.76 1.68 0.19 Nedensellik yok LÜFE LENERJİ 2005-2012 1 1 4.36 3.00 25.76 0.00 0.96 Nedensellik yok LUCRET LTÜFE 1997-2012 9 0 0.99 2.55 119.15 49.33 a 0.00 Nedensellik var LTÜFE LUCRET 1997-2012 9 0 0.99 2.55 119.15 24.94 a 0.00 Nedensellik var LUCRET LTEFE 1997-2012 9 0 3.19 1.37 100.04 34.57 a 0.00 Nedensellik var LTEFE LUCRET 1997-2012 9 0 3.19 1.37 100.04 20.18 a 0.01 Nedensellik var VAR siseminde opimal gecikme uzunluğu Akaike, Schwarz, Hannan-Quinn bilgi krieri ile En son ahmin haa krieri (FPE) birlike değerlendirilerek belirlenmişir. a, b ve c sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyinde seriler arasında nedensellik ilişkisi olduğunu ifade emekedir. Tablo 3 de hem 2005-2012 dönemi iibariyle ana sanayi grupları ayrımına göre hem de 1997-2012 dönemi iibariyle oplam ücreler ve fiyalar arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenebilmesi için uygulanan Toda-Yamamoo nedensellik esine ai bulgular sunulmuşur. Tabloda VAR siseminin ookorelasyon (LM esi) ve değişen varyans (Whie esi) problemi içermemesine dikka edilmişir ve ookorelasyon problemi içeren VAR modellerinde gecikme uzunluğu arırılarak problem oradan