Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulama

Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa Doç. Dr. İset GÖÇER Adnan Menderes Üniversitesi Aydın İktisat Fakültesi Ekonoetri Bölüü igocer@adu.edu.tr Özet Okun Yasası, işsizlik oranı ile ekonoideki büyüe arasındaki negatif ilişkiyi açıklayan ve bunu Aerika Birleşik Devletleri için sayısal bir denklele de ifade eden iktisadi bir odeldir. Bu çalışada Türkiye de güçlü ekonoiye geçiş prograının uygulanaya başlandığı 2001 yılı sonrasında, Türkiye de işsizlik oranı ile büyüe arasındaki ilişkinin seyri ve Okun Yasası na uyup uyadığı, 2008 küresel ekonoik krizinin etkilerini de kapsayacak şekilde, 2001:Q2-2015:Q1 dönei verileriyle inceleniştir. Yapılan analiz sonucunda, Türkiye de 2001 2015 yılları arasında % 4.3 ü aşan her % 1 puanlık büyüenin, işsizliği %0.11 puan azalttığı görülüştür. Böylece Okun Yasası nın Türkiye açısından geçerli olduğu sonucuna ulaşılıştır. Yapılan Granger nedensellik analizi sonucunda ise ekonoik büyüenin işsizliğin Granger nedeni olduğu tespit ediliştir. Anahtar Kelieler: Okun Yasası, Büyüe Oranı, İşsizlik, Nedensellik. JEL Kodu: C40, E24, O40 Okun s Law: An Application on Turkey Abstract Okun s Law is an econoic odel that explains the negative relation between uneployent rate and econoic growth and also expresses that the relation for USA with an equation. In this study, Okun s Law has been applied for Turkey s transition period to the Strong Econoy Progra after 2001, including the ipacts of 2008 crisis. The analysis has been applied with 2001:Q2-2015:Q1 data set. As a conclusion of the analysis, it is found that every 1% point growth rate surplus 4.3% reduces the uneployent rate 0.11% point aong 2001-2015 years. Accordingly, Okun s Law is valid for Turkey. As a result of the Granger causality analysis, econoic growth is the Granger causality of the uneployent. Key Words: Okun s Law, Growth Rate, Uneployent, Causality. JEL Codes: C40, E24, O40 GİRİŞ İşsizliği azaltak ve yüksek bir ekonoik büyüe oranı yakalaak, bütün ekonoilerin en öneli önceliklerindendir. Ekonoi yöneticileri, işsizliği azaltıcı politikalar geliştirek için çaba sarf ederken, kullanabilecekleri en öneli politika araçları; ekonoide üreti, yatırı ve ekonoik büyüenin arttırılasıdır. Bir ülkede üretilen al ve hizet iktarının zaan içinde artasına, ekonoik büyüe denildiği bilinen bir gerçektir. Ekonoik büyüe, bir ülkede yaşayan insanların yaşa standartlarını sürekli biçide yükseltenin tek yoludur. Bu nedenle tü ülkelerin teel akroekonoik hedeflerinden bir tanesi, hızlı ve sürekli bir ekonoik büyüe gerçekleştirektir. Ekonoik büyüenin teel kaynakları; üreti faktörlerindeki (eek, seraye, doğal kaynak ve girişici iktarındaki) artış ile teknolojik gelişe ve verililik artışıdır. Büyüenin gerçekleşebilesi için bu kaynakların birlikte çalışası gerekektedir (Yılaz, 2004: 17). Çalışa yaşları arasında olup, çalışaya engel bir özrü bulunayan ve çalışa arzusuna sahip kişilerin, iş bulaaası duruuna işsizlik denilektedir (Seyidoğlu, 1999: 294). Bir başka ifade ile işsizlik, çalışabilecek duruda olan kişilerin çalışaayı tercih etelerinden dolayı gönüllü işsiz olalarından kaynaklanayıp, aksine iste dışı bir duruu ifade etektedir. İşsizlik, bir ülkenin ekonoik yapısından doğakta ve ekonoik yapıda gelişiş veya az gelişiş ülke ekonoisi ola duruuna göre işsizlik, farklı nedenlerle ortaya çıkaktadır. Az gelişiş ülkelerde, daha çok seraye yetersizliğinden, gelişiş ülkelerde ise teknolojik ilerlee nedeni ile işsizlik oluşaktadır (Göktaş, 2005: 12). 1 Uluslararası Ekonoik Araştıralar Dergisi, 2015, Yıl:1, Cilt:1, Sayı:1

İ.GÖÇER Ekonoik büyüe, kişilerin reel gelirlerinin devalı ve sürekli artası olduğuna göre ve kişiler de topluu oluşturduğuna göre, büyüe hızları sürekli artış gösteren toplularda işsizlik sorununun olaası gerekektedir. Oysa gerek teknolojik ilerleenin eeği dışlaası, gerekse de işgücünün kendini teknolojik gelişelere kısa sürede uyduraaası nedeniyle işsizlik, gelişiş ülkelerde de en öneli sorunlardan biridir. İşsizlik sorunu çok boyutlu bir konu olası nedeniyle, sadece ekonoik büyüe ile ilişkilendirek ve tek başına işsizlik sorununu ele alıp çözüleeye çalışak, ekonoik bir politika yanlışı olarak karşııza çıkaktadır. Bu nedenle ekonoi politikası odellerinde, işsizlik tek başına analiz edileekte ve çözüleneeektedir (Kanca, 2012: 3). Fakat diğer yandan istihda, ancak ekonoik büyüe hızı ile yükseltilebilektedir (Kılıçbay, 1994: 268) düşüncesi çok yaygın olakla birlikte, büyüenin içeriğine göre doğruluk kazanaktadır. Bir başka ifadeyle, büyüenin nasıl oluştuğu, iç pazara ı yoksa dış pazara ı dönük olduğu, eek-yoğun u seraye-yoğun u bir büyüe olduğu, üretide eek-seraye bileşiinde eek yüzdesinin ne olduğu, büyüenin sektördeki hızının ne olduğu öne arz etekte ve büyüe-işsizlik ilişkisinin yönünü ve kuvvetini belirleektedir. Ayrıca işsizlik, büyüe oladan önlenebilir i veya büyüe söz konusu olduğunda işsizlik oranında da artışlar gözlelenebilir i gibi sorulara da cevap bulunası gerekektedir (Göktaş, 2005: 15). İşte Okun Yasası, ekonoik büyüe ile işsizlik oranı arasındaki bu ilişkileri analiz etek üzere geliştiriliştir. İktisat literatüründe Okun Yasası; Arthur Okun tarafından, 1962 yılında, Aerika Birleşik Devletleri nin İkinci Dünya Savaşı sonrası (1948-1960) verileriyle yapılan çalışada, işsizlik oranındaki değişe ile gerçekleşen ve potansiyel Gayrı Safi Yurtiçi Hâsıla (GSYH) arasındaki fark arasındaki ters yönlü ilişkiyi tanılayan bir önere ileri süresiyle gündee geliş ve adını da bu iktisatçıdan alıştır. Aerikan ekonoisine ilişkin büyüe ile işsizlik rakalarını inceleyen Arthur Okun, reel büyüe oranının yüksek olduğu yıllarda işsizlik oranının düştüğünü, aksine reel büyüe oranının düşük düzeyde kaldığı hatta negatif olduğu yıllarda, işsizlik oranının arttığını saptaıştır. Arthur Okun un reel büyüe oranı ile işsizlik arasındaki ilişkiyi, bir forülle ifade etesi, bu görüşün daha sonra Okun Yasası olarak anılasına neden oluştur. Okun (1962), ekonoik büyüe ile işsizlik arasındaki ilişkiyi şöyle odelleiştir; u = 0.5 ( y 2.25 ) (1) Bunun anlaı; reel büyüe hızının %2.25 in (bu değer ABD ekonoisinin 1948-1960 arası yıllık ortalaa büyüe oranıdır) üzerine çıktığı yıllarda, %2.25 in üzerindeki her %1 lik ekonoik büyüenin, işsizlik oranını 0.5 puan azalttığıdır. Örneğin; illi gelirde %4.25 lik artış olduğu bir yılda, işsizlik oranı %1 oranında azalaktadır ( u = 0.5 (%4.25 %2,25) = %1) (Dornbush ve Fisher, 1994). Okun Yasası olarak ifade edilen bu ilişkinin, ABD de yıllık nüfus artış hızının %1 civarında olduğu yıllarda geçerli olduğunu unutaak gerekektedir. Gelişekte olan ülkeler için yapılan bu tür çalışalarda, nüfus artış hızı fazla olduğundan, reel büyüe hızından çıkarılası gereken oran %2.25 lik orandan daha yüksek ve her ilave %1 lik reel büyüe hızı nedeniyle işsizlik oranındaki azala da % 0.5 den daha az olacaktır. Türkiye de Yıldırı, vd. (2009), 1975-1995 yılları arası veri setiyle yaptıkları çalışada, Türkiye de büyüenin %4.3 ü aşan her %1 puanlık artışına karşılık, işsizliğin %0.13 puan azaldığını saptaıştır. Bu çalışanın aacı ise; Türkiye de 2001 yılında güçlü ekonoiye geçiş prograının uygulanaya başlanası sonrasında, Okun Yasası nı daha güncel bir veri seti (2001:Q2-2015:Q1) ile test edip, ekonoik büyüe ile işsizlik arasındaki ilişkide bir değişe olup oladığını inceleektir. Çalışa dört bölüden oluşaktadır. Girişi takip eden birinci bölüde; Okun Yasasının çalışa sisteatiği inceleniş ve bu çalışada kullanılacak odeller türetiliştir. İkinci bölüde; Türkiye de ekonoik büyüe-işsizlik ilişkisine dair yoru ve grafik sunuluş, üçüncü bölüde; işsizlik ile büyüe arasındaki ilişkiyi inceleyen literatür özeti sunuluş, dördüncü bölüde; apirik analiz gerçekleştiriliş ve sonuç değerlendirelerle çalışa taalanıştır. 2 International Journal of Econoical Studies, 2015, Year:1, Vol:1, Issue:1

Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa 1. Okun Yasasının Çalışa Sisteatiği Okun (1962), çalışasında aşağıda yer alan değişkenleri kullanıştır. Y : Ta istihda illi gelir seviyesi Y: Gerçekleşen illi gelir seviyesi u : Doğal işsizlik oranı u: Gerçekleşen işsizlik oranı c: Milli gelirdeki değişenin (büyüenin), işsizliğe karşı duyarlılığı (esnekliği) Olak üzere, Okun (1962) denkleini geliştireye şöyle başlaıştır: (Y Y)/Y = c(u u ) (2) 1 Y/Y = c(u u ) (3) Bu eşitliğin her iki yanı -1 ile çarpılırsa; 1 + Y/Y = c(u u) (4) Bu eşitlikte her iki tarafın yıllık farkları alınırsa, bu denkle; (Y/Y ) = (Y + Y)/(Y + Y ) Y/Y = c( u u) (5) Şekline gelir. Burada her iki kesir ortak bir payda üzerinde yazılırsa; (Y Y Y Y )/(Y (Y + Y )) = c( u u) (6) Elde edilir. Eşitliğin her iki yanı, sol taraftan (Y + Y )/Y ile çarpılırsa; (Y Y Y Y )/(Y Y) = Y/Y Y /Y c( u u) (7) elde edilir. Doğal işsizlik oranındaki değişe ( u ) yaklaşık olarak sıfır kabul edilektedir. Yine ta Y /Y istihda çıktısındaki büyüe oranının ortalaası ( ) yaklaşık olarak k kabul edilirse, şu denklee ulaşılır; Y/Y k c u (8) Bu son eşitlik, ekonoik büyüe ile işsizlik oranındaki değişe arasındaki yaklaşık ilişkiyi verektedir. Potansiyel GSYH ile reel GSYH arasındaki farka GSYH açığı denilektedir. Literatürde Okun katsayısını hesaplaak için genelde iki etot kullanılıştır. Biri işsizlik oranının GSYH açığı (GDP gap ) ile ilişkilendirildiği etottur. Bu, Okun (1962) de şu şekilde ifade ediliştir. u = a + b (GDP gap ) (9) Ülkelerin potansiyel GSYH larını ve doğal işsizlik oranlarını bilek çok kolay oladığı için ikinci bir etot daha geliştiriliştir. Buna göre işsizlik oranı ile büyüe arasındaki ilişkiyi tespit edebilek için, GSYH büyüe oranı ile işsizlik oranının birinci farkları kullanılaktadır (Izyuov ve Vahaly, 2002). Bu aaçla denkle 8 de büyüe oranı ile işsizlik yer değiştirirse, denkle bu şekilde ifade edilebilir: u = a b( Y/Y) (10) Denkle (9), Okun (1962) tarafından tekrar düzenlenerek, potansiyel büyüe oranı yerine ortalaa büyü oranı kullanılış ve aşağıdaki eşitliğe ulaşılıştır: u = a + b (g g ) (11) Bu eşitlikte g ; ilgili dönedeki ortalaa ekonoik büyüe oranını ve g g da ortalaa büyüe oranından sapayı ifade etektedir. Bu odel, Okun (1962) tarafından tahin ediliş ve u = 0.5 (g 2.25) (12) sonucuna ulaşılıştır. Burada; Burada; u: işsizlik oranındaki değişii, g: Cari döne ekonoik büyüe oranını ve 2.25: ise ABD nin 1946-1960 dönei ortalaa büyüe oranını gösterektedir. 2. Türkiye de Ekonoik Büyüe-İşsizlik İlişkisi Türkiye de 2000 yılında %6.5 olan işsizlik oranı, Kası 2000 de yaşanan bankacılık krizi ve Şubat 2001 deki döviz krizinin etkisiyle %10 bandının üzerine çıkıştır. Bu yönüyle Türkiye de işsizlik histerisi hipotezinin geçerli olduğu söylenebilir 1. 2008 yılına %10 işsizlik oranıyla giren Türkiye, Eylül 1 İşsizlik Histerisi Hipotezi: Bir nedenle artan işsizlik oranının, yeni seviyede tutunası ve tekrar eski değerlerine döneesini ifade eder. 3 Uluslararası Ekonoik Araştıralar Dergisi, 2015, Yıl:1, Cilt:1, Sayı:1

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 İ.GÖÇER 2008 de patlak veren küresel ekonoik krizinin de etkisiyle Şubat 2009 da %16.1 işsizlik oranını görüş ve 2009 yılını %14.2 işsizlik düzeyi ile kapatıştır. 2011 de %9 lara kadar gerileyen işsizlik oranı, 2014 ten itibaren tekrar artış trendine giriş ve 2015 yılı itibariyle %11 in üzerine çıkıştır. Türkiye ekonoisine ekonoik büyüe noktasından bakıldığında ise 2001 de krizin etkisiyle %5.7 oranında küçülen ekonoi, 2002-2007 döneinde ortalaa %6.8 oranında büyüeyi başarıştır. Küresel ekonoik krizinin etkisiyle 2009 da %4.8 küçülen ekonoi, 2010 da baz etkisiyle de birleşen olulu gelişelerle birlikte %9.2, 2011 de ise %8.8 oranında büyüyerek, bütün dünyanın dikkatini çekiştir. Ancak bu kez de cari açık hızla artış ve 2011 de GSYH nin %9.9 una ulaşıştır 2. 2012 yılı gaz-fren tartışalarıyla geçiş ve cari açığı düşürebilek için ekonoik büyüeden ödün verilerek, %2.2 lik büyüe oranına razı olunuştur. 2013 te bir iktar ive kazanan ekonoik büyüe, 2014 te tekrar düşüş bulunaktadır. İşsizlik ile ekonoik büyüe arasındaki ilişkiler, Grafik 1 yardııyla incelenebilir. 15 14 13 12 11 10 9 8 7 6 10 8 6 4 2 0-2 -4-6 İşsizlik Oranı (Sol Eksen) Ekonoik Büyüe Oranı (Sağ Eksen) Grafik 1: İşsizlik-Ekonoik Büyüe İlişkisi Kaynak: TCMB ve TUİK verileri kullanılarak, yazar tarafından oluşturuluştur. Grafik 1 den de görüldüğü üzere Türkiye de genel olarak ekonoik büyüe işe işsizlik arasında ters yönlü bir ilişki vardır. Ekonoik büyüenin düştüğü dönelerde işsizlik oranı artakta, ekonoik büyüe arttığında ise işsizlik azalaktadır. 3. Büyüe ve İşsizlik İle İlgili Literatür Özeti Literatürde ekonoik büyüe ile işsizlik oranı arasındaki etkileşii inceleyen çok sayıda çalışa yer alakta olup, bunların seçiliş bir özeti, yapıla tarihi sırasına göre buraya alınıştır. Evans (1989), ABD ekonoisi için 1950-1985 yılları arasındaki verilerle yapış olduğu çalışada, farklı ekonoetrik yöntelerle işsizlik-ekonoik büyüe ilişkisinin varlığı araştırılıştır. Granger nedensellik testinin sonuçlarına göre, işsizlik-ekonoik büyüe arasında çift yönlü bir nedenselliğin varlığı ortaya konuluştur. VAR odelinde ise büyüe oranı ile işsizlik oranı arasında güçlü bir negatif ilişki bulunuştur. 2 Pek çok iktisatçıya göre cari açığın GSYH ye oranının %4 veya %5 i geçesi, kriz belirtisi olarak görülektedir (Dornbush ve Fischer, 1994; Freund, 2000; Labonte, 2005). Bu konudaki ayrıntılı bilgiler için bakınız; Göçer (2013). 4 International Journal of Econoical Studies, 2015, Year:1, Vol:1, Issue:1

Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa Weber (1995), II. Dünya Savaşı ABD ekonoisinde dönesel işsizlik oranları ve dönesel GSMH arasındaki ilişkiyi dinaik odel yardııyla analiz etiş ve Okun katsayısını, benzer apirik teknikler kullanılan diğer çalışalara göre daha küçük buluştur (-0.25). 1973 yılındaki yapısal değişii test ettiği çalışasında, eydana gelen arz şokları öncesinde, işsizlik ve büyüe arasında benzer ilişkinin olduğunu ifade etiştir. Moosa (1999), Aerika Birleşik Devletleri nde 1947:Q1-1992:Q2 döneinde Okun katsayısını, Dinaik ARDL (autoregressive distributed lag) yönteiyle tahin eteye çalışış ve Okun katsayısını, kısa döne için -0.16, uzun döne için -0.38 buluştur. Yani, artan ekonoik büyüenin işsizlik oranını azaltıcı yönde etki ettiğini belirleiştir. Yazar ayrıca işsizlik ve GSYH ilişkisinde yapısal bir kırıla oladığını da gösteriştir. Viren (2001), OECD ülkeleri için 1960-1997 dönei verileriyle yapış olduğu çalışasında, Okun Yasası ile elde edilen eğrisinin non-lineer olduğunu buluştur. Ekonoik büyüe oranın, uzun döne ortalaa büyüe oranının üzerinde olduğunda, işsizliği negatif yönde etkilediği yani azalttığı belirleniştir. Hata düzelte ekanizasının da kullanıldığı çalışada, işsizlik oranında bir şok eydana geldiğinde, dengeye gelesinin ortalaa üç yıl sürdüğü görülüştür. Nüfus şokları işsizliği artırırken, büyüe (output) şoklarının işsizliği azalttığı da çalışanın diğer bulguları arasındadır. Izyuov ve Vahaly (2002), geçiş ekonoilerinde hâsıla-işsizlik değişiini (trade-off) ve Okun katsayısının işleyip işleediğini araştırıştır. Örneklee alınan 25 geçiş ekonoisi ülkesinin 10 u Avrupa Birliğine aday ülkedir ve yazarlar bunları, refor lideri diye adlandırıştır. 15 tanesi Avrupa Birliği üyesi değildir. Çalışada 1991 1994 ve 1995 2000 periyotları erken döne ve geç döne olarak ikiye ayrılıştır. Analiz sonucunda, 1995 2000 döneinde geçiş ekonoisi olup Avrupa Birliği üyesi olan ülkelerde, Okun tipi ilişkinin güçlü olduğu, diğer aday olayan ülkelerde ise savaştan etkilendikleri için, Okun tipi bir ilişkinin oladığı bulunuştur. Vougas (2003). Yunanistan ekonoisi için 1960-1997 dönei verileriyle yaptığı çalışada, reel büyüenin işsizlik üzerindeki etkisini dinaik ekonoetrik ve doğrusal olayan hata düzelte odelleri (non-linear error correction odel) yardııyla inceleiştir. Modelde işsizliği asıl açıklayan değişkenler olarak reel büyüe oranı ve kau sektörü istihda oranı bulunuştur. Reel büyüenin işsizliği azaltada etkisinin az olduğu, bu nedenle uzun dönede işsizliği düşük seviyelerde tutabilek için çok büyük önlelerin alınası gerektiği ifade ediliştir. Christopoulos (2004), Yunanistan da işsizlik ve ekonoik büyüe arasındaki ilişkileri, ülke içindeki farklı bölgeler için panel data yönteini kullanarak, 1971 1993 dönei için, 13 coğrafi bölge üzerinde araştırarak, Okun katsayılarını hesaplanıştır. Buna göre, Yunanistan ın farklı bölgelerinde, işsizlik ve ekonoik büyüe arasında uzun döneli bir ilişki tespit ediliştir. 13 bölgenin 6 sında işsizlik ve büyüe beraber hareket etektedir ve sonuçlar istatistiksel olarak anlalı bulunuştur. Geri kalan bölgelerde ise işsizlik oranı ile büyüe oranı arasında bir ilişki bulunaıştır. Bunun, bölgesel olarak uygulanan farklı çevresel düzenleelerden kaynaklandığı, bu nedenle firaların istihda yaratada bazı kısıtlaalara aruz kaldığı ifade ediliştir. Yılaz (2005), Türkiye için yapış olduğu çalışada, 1978-2004 yılları arasında büyüe ile işsizlik arasında nedensellik ilişkisinin varlığı araştırıştır. Çalışada Granger ve Hsiao nedensellik testleri kullanılış ve Türkiye Ekonoisinde büyüe oranından işsizlik oranına doğru bir nedensellik ilişkisi bulunaazken, işsizlikten büyüeye doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi tespit ediliştir. Türkiye ekonoisinde ekonoik büyüe ile işsizlik oranı arasındaki nedensellik ilişkisini, Granger nedensellik analizi yönteiyle, 1978-2004 yıllık veri setiyle araştıran Göktaş (2005), bu değişkenler arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi tespit edeeiştir. Peran ve Tavera (2007), Okun katsayısının Avrupa Birliği ülkelerinde yakınsaasının olup oladığını test etiştir. Analizler sonucunda, Okun katsayısının orta vadede yakınsadığı hipotezi birçok Avrupa ülkesi için reddediliştir. 5 Uluslararası Ekonoik Araştıralar Dergisi, 2015, Yıl:1, Cilt:1, Sayı:1

İ.GÖÇER Marinkov ve Geldenhuys (2007), işsizliğin yüksek olduğu (%25.5) Güney Afrika da büyüe ile işsizlik arasındaki ters yönlü ilişkiyi Okun Yasası çerçevesinde araştırıştır. Okun katsayısını tahin etek için 1970-2005 dönei yıllık verilerinin kullanıldığı çalışada, eşbütünleşe analizi yardııyla, yapısal kırılaların varlığı da ortaya konuluştur. Trend ve döneselliklerden ayrıştırdıktan sonra elde edilen veriler ışığında, çıktı açığında (output gap) eydana gelen %1 lik bir artışın, dönesel işsizliği %0.16 ile %0.77 oranı arasında azalttığı bulgusuna ulaşılıştır. İşsizlik ile GSYH serileri arasında eşbütünleşe ilişkisi bulunaaıştır. Kırılaların yaşandığı yıllardan sonra, dönesel işsizliğin, dönesel GSYH daki değişelere daha fazla tepki verdiği bulunuştur. Sonuç olarak istatistiksel anlada dönesel işsizlik ile GSYH arasında ters yönlü bir ilişkinin varlığı ortaya çıkıştır. Barışık vd. (2010), Türkiye de Okun Yasasının geçerliliğini, ekonoik büyüe ile işsizlik arasındaki asietri ilişkiyi,1988-2008 dönei verileriyle, Markov-Switching yaklaşıı çerçevesinde inceleiştir. Çalışa sonucunda; ekonoinin genişlee ve darala dönelerine bağlı olarak değişkenler arasındaki ilişkinin asietrik yapı taşıdığı ve Türkiye de evcut büyüenin, istihda yaratadığı sonucuna ulaşılıştır. Özdeir ve Yıldırı (2013), Türkiye de ekonoik büyüe ve istihda arasındaki nedensellik ilişkisinin varlığını, özçıkarılı dalgacık yaklaşıı ile 2005M1-2013M4 dönei verilerini kullanarak inceleiştir. Analiz sonucunda; büyüeden istihdaa doğru tek yönlü nedenselliğin var olduğunu, frekans düştükçe iki yönlü çalışan nedensellik ilişkisinin görüleye başlandığını buluştur. Ancak, uzun dönede iki değişken arasında bir nedensellik ilişkisinin var oladığı görülüştür. Altunöz (2015), Türkiye için Okun Yasasının geçerliliğini, reel büyüe ve işsizlik bağlaında analiz etek için 2000:Q1-2014:Q1 dönei verileriyle çalışış ve analiz sonucunda; reel büyüe ve işsizlik serileri arasında eşbütünleşe ilişkisinin oladığı, yani bu seriler arasında uzun döneli ilişkinin var oladığı sonucuna ulaşıştır. Granger nedensellik analizi sonucunda bu seriler arasında bir nedensellik ilişkisinin oladığı görülüştür. Varyans ayrıştırası sonucunda; işsizliğin oluşuunda büyüenin etkisi varken, büyüe üzerinde işsizliğin anlalı bir etkisinin oladığı bulgusuna ulaşılıştır. 4.Apirik Analiz Bu çalışa için Türkiye nin 2001:Q2 2015:Q1 dönei işsizlik ve ekonoik büyüe oranı veri seti kullanılıştır. Büyüe verileri TCMB veri dağıtı sitesi EVDS den, işsizlik verileri de TUİK ten alınıştır. Ayrıca Eylül 2008 ekonoik krizlerinin etkilerini görebilek için, bir tane kukla değişken kullanılıştır. Büyüe ve işsizlik serileri evsisel etkilerden arındırılıştır. Kullanılan değişkenler ve kısaltaları şöyledir: u: İşsizlik oranı u: İşsizlik oranındaki değişe g: Büyüe oranı g*: Büyüe trendi (ilgili dönede ortalaa büyüe oranı = 4.3) ts: Büyüe oranında trendden sapa ( ts = g - g* ) K 2008: Eylül 2008 kukla değişkeni olup, K 2008 = { 0, t < 2008Q4 biçiinde tanılanıştır. 1, t 2008Q4 4.1. Durağanlık Analizi Bir zaan serisinin, ortalaası ile varyansı, zaan içinde değişiyor ve iki döne arasındaki ortak varyansı, bu ortak varyansın hesaplandığı dönee değil de yalnızca iki döne arasındaki uzaklığa bağlı ise, durağandır (Gujarati,1999). Eğer bir zaan serisi durağan değilse, ortalaası, varyansı ve kovaryansı zaan içerisinde değişektedir. Bir dönede eydana gelen şok, diğer döneleri de etkileektedir. Şok kalıcı hale gelektedir. Bu duruda yapılan analiz, sahte regresyonlar içerektedir, t ve F istatistikleri anlalılığını yitirektedir. Bu nedenle önce serilerin durağan hale getirilesi gerekektedir (Granger ve Newbold, 1974). 6 International Journal of Econoical Studies, 2015, Year:1, Vol:1, Issue:1

Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa Durağanlığın saptanabilesi için kullanılan pek çok test bulunaktadır. Bu çalışada değişkenlerin durağanlığı, Genişletiliş Dickey-Fuller biri kök testi (ADF) kullanılarak test ediliştir. Genişletiliş Dickey-Fuller testi, bağılı değişkenin gecikeli değerlerinin, bağısız değişken olarak odele dâhil edilesiyle elde ediliştir ve kullanılan odeller aşağıdadır (Enders,1995: 225). Burada gecike uzunluğudur (lag). Trendsiz ve Sabit Terisiz: Sabit terili: Trendli ve sabit terili: Y Y t Y t t t 1 i Yt i 1 t i 2 Y (13) Y Y (14) 0 t 1 i t i 1 t i 2 0 t Yt 1 i Yt i 1 t i 2 (15) Bu testin sonucunda elde edilen τ değeri Dickey-Fuller tarafından hesaplanan MacKinnon (1996) tarafından yeniden düzenlenen tablo değerleri ile karşılaştırarak γ=0 hipotezi test edilektedir (Enders,1995: 221). Sıfır hipotezi (H 0: γ=0) serinin durağan oladığını ve biri köke sahip olduğunu, alternatif hipotez (H 1: γ 0) ise serinin durağan olup biri köke sahip olduğunu gösterektedir. Bu çalışada ADF biri kök testi yapılış ve elde edilen bulgular Tablo 1 de sunuluştur. Tablo:1 Değişkenler İçin Genişletiliş Dickey Fuller Testi Sonuçları Değişkenler ADF Testi Kritik Değerler(%1) g -5.04***[0] -3.60 u -2.88*[1] -2.61 ϯ Δu -3.79***[2] -3.62 ts -5.04***[0] -3.60 *** ve * sırasıyla %1 ve %10 anlalılık düzeyinde durağanlığı, ϯ ; %10 anlalılık düzeyindeki kritik değeri, [ ]: Optiu gecike (lag) sayısını belirtektedir. Lag sayısı, Akaike kriteri kullanılarak belirleniştir. Serilerinde trend oladığı için sabit terili odel seçilerek, biri kök testi yapılıştır. Δ: Birinci fark operatörüdür. Tablo 1 deki sonuçlara göre serilerin taaı düzey değerlerinde durağan bulunuştur. Böyle durularda eşbütünleşe analizine geçileez, doğrudan EKK ile katsayılar tahin edilir. 4.2. Regresyon Analizi Çalışada iki ayrı odel tahin ediliştir. Birinci odelde; işsizlik oranı (u) ile büyüe oranı (g) arasındaki ilişki incelenirken, ikinci odelde işsizlik oranındaki değişe iktarı ( u) ile büyüe oranında trendden sapa (ts) arasındaki ilişkiye bakılıştır. 4.2.1. Model 1 Veriler arasındaki ilişkinin yönünü ve büyüklüğünü tespit etek aacıyla, seriler arasında regresyon tahini yapılıştır. Burada kullanılan odel: u t = β 0 + β 1 g t + β 2 g t 1 + β 3 u t 1 + u t (16) Dikkat edilirse Denkle 16 ya, ekonoik büyüe ve işsizlik oranlarının birer gecikeli değerleri de eklenerek, işsizliğin geçiş döne verileriyle olan bağlantısı da ortaya konulaya çalışılıştır. Bu odel EKK yönteiyle tahin ediliş ve elde edilen bulgular Tablo 2 de sunuluştur. 7 Uluslararası Ekonoik Araştıralar Dergisi, 2015, Yıl:1, Cilt:1, Sayı:1

İ.GÖÇER Tablo:2 Model 1 İçin Elde Edilen Katsayılar ve Test Sonuçları Değişkenler Katsayılar t istatistiği g -0.087-3.043 g t-1-0.052-1.779 u t-1 0.942 23.060 D 2008 1.270 2.467 c 0.92 2.217 R 2 =0.94 DW=2.34 F ist.= 127.832 Modelde otokorelasyon bulunup bulunadığı; Breusch-Godfrey otokorelasyon testi ile test ediliş ve Tablo 3 teki sonuçlar elde ediliştir: Tablo:3 Breusch-Godfrey Otokorelasyon Testi Sonuçları χ 2 --istatistiği Olasılık Değeri 0.587 0.561 Tablo 3 te Breusch-Godfrey otokorelasyon testine ait olasılık değeri 0.05 ten büyük olduğu için, otokorelasyon sorunu bulunadığı sonucuna varılıştır. Aynı şekilde odelde değişen varyans olup oladığı da White değişe varyans testi ile test ediliş ve Tablo 4 teki sonuçlar elde ediliştir. Tablo:4 White Değişen Varyans Testi Sonuçları χ 2 --istatistiği Olasılık Değeri 0.498 0.847 Tablo 4 te White testine ait olasılık değeri 0.05 ten büyük olduğu için, odelde değişen varyans sorunu bulunadığı sonucuna varılıştır. Böylece odelde ekonoetrik sorunların bulunadığı görülüştür. Tablo 2 de elde edilen bulgular incelendiğinde; büyüe ile işsizlik arasında, Okun Yasası na uygun olarak negatif bir ilişki çıkıştır. Büyüe %1 puan arttığında işsizlik oranının %0.087 puan azalacağı görülektedir. Büyüe beklentisi (g t-1) de işsizliği anlalı biçide azaltaktadır. Yani, ekonoide işlerin iyiye gideceğini bekleyen işverenler, yeni yatırılara ve yeni işçi alılarına deva etekte ve bu yolla işsizlik azalaktadır. İşsizlik beklentisi (u t-1) ise işsizliği pozitif yönde, yüksek oranda ve istatistiki olarak yüksek anlalılık düzeyinde etkileektedir. Çünkü Türkiye de bir sektörde işçi çıkartalar başladığında, paniğe kapılan veya bunu fırsat bilen diğer sektörler de işçi çıkaraya hız verektedirler. Bunun sonucunda da işsizlik yüksek düzeylerde yapısal bir hal alarak kalabilektedir 3. 2001 krizi öncesinde ortalaa %6 dolaylarında olan işsizlik, krizden sonra %10 un üzerine çıkış ve bir daha da o değerlerin altına ineiştir. Son ekonoik krizde ise Şubat 2009 da %16,1 e ulaşan işsizlik oranı, 2012 de %9.2 ye gerileiştir. 2008 küresel ekonoik krizi, işsizliği anlalı düzeyde arttırıştır. 4.2.2. Model 2 Model bir kez de Arthur Okun un yaptığı ve Yıldırı vd. (2009) un 1975-1995 veri seti ile Okun Yasasını nı Türkiye açısından test ederken kullandıkları yöntele tahin ediliştir. Bu odelde büyüe yerine büyüe trendinden sapalar, işsizlik oranı yerine de işsizlik oranındaki değişeler kullanılıştır. Bu aaçla kullanılan odel; u t = α 0 + α 1 ts t + v t (17) Burada büyüe trendinden sapa (ts) serisi; cari büyüe oranları ile ortalaa büyüe oranı (büyüe trendi = 4.3 ) arasındaki fark alınarak türetiliştir (ts = g g ). İşsizlik oranındaki değişe ( u) serisi ise; işsizlik oranı serisinin birinci dereceden farkı alınarak elde edildi. Büyüe oranında trendden sapa (ts) ile işsizlik oranındaki değişe ( u) arasında regresyon tahini EKK ile yapılış ve elde edilen sonuçlar Tablo 5 te sunuluştur. 3 İşsizlik histerisini hatırlayınız. 8 International Journal of Econoical Studies, 2015, Year:1, Vol:1, Issue:1

Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa Tablo:5 Model 2 İçin Elde Edilen Katsayılar ve Test Sonuçları Değişkenler Katsayılar t istatistiği ts -0.11-3.63 c 0.14 1.68 R 2 = 0.26 DW = 1.68 F = 13.63 Modelde otokorelasyon bulunup bulunadığı; Breusch-Godfrey otokorelasyon testi ile araştırılış ve Tablo 6 daki sonuçlar elde ediliştir. Tablo:6 Breusch-Godfrey Otokorelasyon Testi Sonuçları χ 2 --istatistiği Olasılık Değeri 0.122 0.885 Tablo 6 da Breusch-Godfrey otokorelasyon testine ait olasılık değerleri 0.05 ten büyük olduğu için, odelde otokorelasyon sorununun oladığına karar veriliştir. Aynı şekilde odelde değişen varyans olup oladığı da White değişen varyans testi ile test ediliş ve Tablo 7 deki sonuçlar elde ediliştir. Tablo:7 White Değişen Varyans Testi Sonuçları χ 2 -istatistiği Olasılık Değeri 0.588 0.560 Tablo 7 de White değişen varyans testi olasılık değeri 0.05 ten büyük olduğu için, odelde değişen varyans sorunu oladığına karar veriliştir. Böylece odelde ekonoetrik sorunların oladığı görülüştür. Bu odel Arthur Okun un yazdığı biçide yazıldığında; u = 0.14 0.11 (g 4.3) sonucu elde ediliştir. Bu odel Okun Yasası çerçevesinde yorulanaya çalışıldığında; Türkiye de 2001Q2 2015Q1 döneinde % 4.3 ü aşan her % 1 puanlık ekonoik büyüenin, işsizliği % %0.11 puan azalttığı görülektedir. Böylece Okun Yasası nın Türkiye açısından da geçerli olduğu görülüştür. Bu regresyonda kullanılan seriler grafiğe dönüştürüldüğünde, Grafik 2 elde ediliştir. İşsizlik Oranında Değişe 4 3 2 1 0-30,0-20,0-10,0 0,0 10,0 20,0 30,0-1 -2-3 -4 Büyüe OranındaTrendden Sapa Grafik:2 Büyüe Oranında Trendden Sapa - İşsizlik Oranında Değişe 9 Uluslararası Ekonoik Araştıralar Dergisi, 2015, Yıl:1, Cilt:1, Sayı:1

İ.GÖÇER Grafik 2 de ekonoik büyüe oranında trendden sapa iktarı ile işsizlik oranındaki değişe arasında negatif bir ilişki olduğunu gösterektedir. 4.3. Granger Nedensellik Analizi Değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü belirleek aacıyla Granger (1969) tarafından geliştirilen nedensellik testi uygulanıştır. Granger in nedensellik testi aşağıdaki denkleler yardıı ile yapılaktadır. Y t = α i Y t i + β i X t i + u t (18) i=1 i=1 X t = γ i X t i + δ i Y t i + v t (19) i=1 i=1 Burada optiu gecike uzunluğunu gösterekte olup, bilgi kriterleri kullanılarak tespit edilebilektedir. Granger nedensellik analizi, yukarıdaki denklelerde, hata teriinden önce yer alan bağısız değişkenin gecikeli değerlenin katsayılarının, belirli bir anlalılık düzeyinde, grup halinde sıfıra eşit olup oladığı test edilerek yapılır. (18) nolu denkledeki β i katsayıları belirli bir anlalılık düzeyinde sıfırdan farklı bulunursa, X in Y nin bir nedeni olduğuna karar verilir. Aynı şekilde (19) nolu denklede de δ i katsayılarının da belirli bir anlalılık düzeyinde, grup halinde sıfırdan farklı olası da Y nin X in bir nedeni olduğunu gösterir (Gül ve Ekinci,2006). Bu çalışada Granger nedensellik testi yapılış ve elde edilen bulgular Tablo 8 de sunuluştur. Tablo:8 Granger Nedensellik Testi Sonuçları Nedenselliğin Yönü F İstatistiği Olasılık Değeri Karar Büyüe İşsizlik 6.34 0.01 Kabul İşsizlik Büyüe 0.17 0.68 Ret Test sonuçlarına göre, ekonoik büyüenin işsizliğin Granger nedenseli olduğu, yani ekonoik büyüenin işsizliği etkilediği, fakat işsizliğin ekonoik büyüenin Granger nedenseli oladığı görülüştür. SONUÇ VE DEĞERLENDİRME Bu çalışada Arthur Okun un 1962 yılında, İkinci Dünya savaşı sonrası (1948-1960) ABD ekonoisi verileriyle yaptığı çalışa ile ortaya koyduğu, ekonoik büyüe ile işsizlik oranları arasındaki ters yönlü ilişki, işsizlik oranındaki değişe ile gerçek ve potansiyel GSMH arasındaki fark arasındaki ters yönlü ilişki, Türkiye açısından, güçlü ekonoiye geçildiği 2001 yılı sonrası (2001:Q2-2015:Q1) için inceleniştir. Yapılan regresyon analizi sonucunda, söz konusu dönede ekonoik büyüenin işsizlik üzerinde negatif bir etkisinin olduğu bulunuştur. Diğer bir ifadeyle, ekonoik büyüe, işsizliği azaltıcı etki yapıştır. Türkiye de 2001 2015 arasında % 4.3 ü aşan her %1 puanlık büyüenin, işsizliği %0.11 puan azalttığı görülüştür. Böylece Okun Yasası nın Türkiye açısından da geçerli olduğu tespit ediliştir. Yapılan analizde 2008 krizinin de işsizliği anlalı düzeyde arttırdığı görülüştür. Yapılan Granger nedensellik testi sonucunda, ekonoik büyüenin işsizliğin Granger nedenseli olduğu, yani ekonoik büyüenin işsizliği etkilediği, fakat işsizliğin ekonoik büyüenin Granger nedenseli oladığı görülüştür. 2008 küresel ekonoik krizine kadarki süreçte yakalanan ve iyi sayılabilecek büyüe oranlarına karşılık, istihdaın aynı oranda arttırılaaasının değişik nedenleri vardır. Bunlar arasında, Türkiye deki yüksek nüfus artış hızı, tarıda ve sanayide daha çok akine kullanıı ve otoasyona bağlı olarak, daha az işgücüne ihtiyaç duyulası, özelleştireler sonucunda yaşanan atıl istihdaı 10 International Journal of Econoical Studies, 2015, Year:1, Vol:1, Issue:1

Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulaa azaltaya yönelik işçi çıkartalar, çok sık yaşanan ekonoik krizler ve Türkiye de yakalanan ekonoik büyüenin, ilk etapta eek yoğun olayıp, kapasite kullanı oranlarının arttırılası ve finansal piyasalarda gerçekleşiş olası sayılabilir. Türkiye de teknolojik gelişeye uyu sağlayabilen eek arzının yeterince yüksek olaası da işsizlik oranı üzerinde olusuz etki eydana getirebilektedir. Beşeri serayeye daha fazla yatırı yapıldığı takdirde, ekonoik büyüe ile işsizlik ilişkisi daha da belirginleşecek ve istihda artarak, işsizlik oranları daha hızlı azalabilecektir. KAYNAKÇA Altunöz, U. (2015), Reel Büyüe ve İşsizlik Bağlaında Türkiye İçin Okun Yasası Analizi, Kau- İş, 14(1), 29-44. Barışık, S., Çevik, E. İ. ve Kırcı Çevik, N. (2010), Türkiye de Okun Yasası, Asietri İlişkisi ve İstihda Yaratayan Büyüe: Markov-Switching Yaklaşıı, Maliye Dergisi, 159, 88-102. Christopoulos, D.K. (2004), The Relationship Between Output and Uneployent: Evidence Fro Greek Regions, Papers in Regional Science 83, 611-620. Dornbush, R. ve Fischer, S. (1994), Macroeconoics, McGraw-Hill. Enders, W. (1995), Applied Econoetrics Tie Series, John Wiles and Sons, Canada. Evans, W.G. (1989), Output and Uneployent Dynaics in The United States: 1950-1985, Journal of Applied Econoetrics, 4(3), 213-237. Freund, C. L. (2000), Current Account Adjustent in Industrialized Countries, Board of Governers of the FED International Finance, Discussion Papers, 692. Göçer, İ. (2013), Türkiye de Cari Açığın Nedenleri, Finansan Kalitesi ve Sürdürülebilirliği:Ekonoetrik Bir Analiz, Eskişehir Osangazi Üniversitesi İİBF Dergisi, 8(1), 213-242. Göktaş, Ö. (2005), Türkiye Ekonoisinde Büyüe ile İşsizlik Oranları Arasındaki Nedensellik İlişkisi, Ekonoetri ve İstatistik, 2, 11 29. Granger, C.W.J. ve Newbold, P. (1974), Spurious Regressions in Econoics, Journal of Econoetrics, 2(2), 111-120. Gujarati, D.N. (1999), Basic Econoetics, Mc Graw Hill, Literatür Yayıncılık, Third Edition, İstanbul. Gül, E. ve Ekinci, A. (2006), Türkiye de Reel Döviz Kuru ile İhracat ve İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi: 1990 2006, Dulupınar Üniversitesi Sosyal Bililer Dergisi, 16, 165-190. Izyuov, A. ve Vahaly, J. (2002), The Uneployent-Output Tradeoff in Transition Econoies: Does Okun s Law Apply?, Econoics of Planning, 35,317-331. Kanca, O.C. (2012), Türkiye de İşsizlik ve İktisadi Büyüe Arasındaki Nedenselliğin Apirik Bir Analizi, Ç.Ü. Sosyal Bililer Enstitüsü Dergisi, 21(2), 1-18. Kılıçbay, A. (1994), Türk Ekonoisi, Türkiye İş Bankası Kültür Yayınları, Yayın No: 263, İstanbul. Labonte, M. (2005), Is the U,S, Current Account Deficit Sustainable?, CRS Report for Congress, 13. MacKinnon, J. G. (1996), Nuerical Distribution Functions for Unit Root and Cointegration Tests, Journal of Applied Econoetrics, 11, 601-618. Marinkov, M.ve Guldenhuys, J. (2007), Cyclical Uneployent And Cyclical Output: An Estiation Of Okun s Coefficient For South Africa, South African Journal of Econoics 75(3), 373-390. Moosa, I. A. (1999), Cyclical Output, Cyclical Uneployent, And Okun s Coefficient A Structural Tie Series Approach, International Review of Econoics and Finance, 8, 293-304. Okun, A.M. (1962), Potential GNP: Its Measureent and Significance. Reprinted as Cowles Foundation Paper, 190. 11 Uluslararası Ekonoik Araştıralar Dergisi, 2015, Yıl:1, Cilt:1, Sayı:1

İ.GÖÇER Özdeir, B. K. ve Yıldırı, S. (2013), Türkiye de Ekonoik Büyüe ve İstihda Arasındaki Nedensellik İlişkisinin Analizi: Özçıkarılı Dalgacık Yaklaşıı, Dulupınar Üniversitesi Sosyal Bililer Dergisi, 38, 97-116. Peran, R. ve Tavera, C. (2007), Testing for convergence of the Okun s Law coefficient in Europe, Epirica, 34(1), 45-61. Prachowny, M. F. J.(1993), Okun s Law: Theoretical Foundations and Revised Estiates, The Review of Econoics and Statistics,75(2), 331-336. Seyidoğlu, H. (1999), Ekonoik Teriler, Güze Can Yayınları, İstanbul. Viren, (2001), The Okun Curve is Non-Linear, Econoics Letters, 70, 253-257. Vougas, D.V. (2003), Uneployent in Greece, Journal of Policy Modelling, 25, 107-112. Weber, C.E. (1995), Cyclical Output, Cyclical Uneployent, and Okun s Coefficient: A New Approach, Journal of Applied Econoetrics, 10(4), 433-445. Yılaz, Ö.G. (2005), Türkiye Ekonoisinde Büyüe ile İşsizlik Oranları Arasındaki Nedensellik İlişkisi, Ekonoetri ve İstatistik, 2, 11-29. Yılaz, S. (2004), Makro Ekonoik Teoride Yatırı, Büyüe ve Enflasyon, Beşir Kitabevi, İstanbul. Yıldırı, K. ve Karaan, D. ve Taşdeir, M. (2009), Makroekonoi, Seçkin Yayıncılık, Ankara. http://evds.tcb.gov.tr [28.08.2015] http://tuik.gov.tr [28.08.2015] 12 International Journal of Econoical Studies, 2015, Year:1, Vol:1, Issue:1