8 KÜRESEL KRİZİ SONRASINDA AB ÜLKELERİ VE TÜRKİYE İŞGÜCÜ PİYASASINDA HİSTERİ ETKİSİ İbrahim TOKATLIOĞLU * Fahriye ÖZTÜRK ** Hakan Naim ARDOR *** ÖZET Çalışmada, krizlerin ve/veya durgunluğun gerek Türkiye işgücü piyasası gerekse de Avrupa Birliği (AB) üye ülkeler işgücü piyasasında histeri etkisi yaratıp yaratmadığını araştırılmıştır. Bu amaca yönelik olarak Ratchet Modeli ve zaman serileri ile seçilmiş AB üyesi ülkeler ve Türkiye işgücü piyasasında ratchet etkisi ve işsizlik histerisinin varlığı, 198-11 yılları arasındaki dönem için incelenmiştir. Uygulama sonuçları hem AB üye ülkeler hem de Türkiye için işgücü piyasasında ratchet etkisinin varlığını ve işsizlik histerisinin bulunduğunu desteklemektedir. GİRİŞ Gerek küresel boyutta gerekse ülke ekonomilerinde yaşanan iktisadi bunalımlar ile tüm dünyada işsizlik oranları artmış ve işsizlik en çok tartışılan makroiktisadi olgulardan biri haline gelmiştir. İktisadi büyüme ile işsizlik arasındaki etkileşimin başlangıcı, A. W Phillips (1958) tarafından ABD ekonomisine yönelik, 1861-1957 dönemine ait veriler kullanılarak, yapılan çalışmada, parasal ücretlerin artış oranı ile işsizlik oranı arasında ters yönlü bir ilişkinin varlığı istatistiksel açıdan ortaya konulmasına dayanmaktadır. Phillips in (1958) çalışmasındaki parasal ücretlerle işsizlik arasındaki ilişkiye yönelik bulgular iktisat yazınına Phillip Eğrisini (PE) kazandırmıştır. Daha sonra Samuelson ve Solow (196) ABD ekononomisi için ve Lipsey (196) İngiltere için yaptıkları çalışmalarla Phillips Eğrisinin varlığını doğrulamışlardır. Phillips Eğrisinin varlığına ilişkin yapılan çalışmalar olguya yeni bir biçim kazandırmış ve uyarlanmış PE adıyla enflasyon oranları ile işsizlik oranları arasındaki ilişkiyi ifade etmişlerdir. PE çözümlemesinin vurgulanmasının en önemli nedeni enflasyon ile işsizlik arasındaki * Doç.Dr., Gazi Üniversitesi, İ.İ.B.F., İktisat Bölümü ** Doç.Dr., Gazi Üniversitesi, İ.İ.B.F., İktisat Bölümü *** Doç.Dr., Gazi Üniversitesi, İ.İ.B.F., İktisat Bölümü
ilişkinin temel alınarak makroiktisadi politikalar için seçenek oluşturabilinmesidir. Ancak 197 li ve 198 li yıllarda ABD ve İngiltere ekonomilerinde yaşanan iktisadi gelişmeler enflasyon ile işsizlik arasında istikrarlı bir ilişkinin olmadığını göstermiştir. Enflasyon ile işsizlik arasındaki ilişki uzun vadede devam etmediği ve PE nin sürekli yukarıya doğru kaydığı saptanmıştır. Bu bağlamda da işsizliği azaltmak için sürekli daha yüksek düzeyde bir enflasyon oranına katlanmak gerekliliği ortaya çıkmıştır. PE ne yönelik işaret edilen bu istikrarsızlık Keynesyen yaklaşımın eleştirilmesine yol açmıştır. Özellikle Parasalcılar ve daha sonra da Yeni Klasik İktisatçılar tarafından PE ne yöneltilen eleştiriler enflasyon ile işsizlik oranı arasındaki ilişkinin doğasına yönelik alternatif yaklaşımların türemesine yol açmıştır. Parasalcılar, PE ne yaklaşımlarını iki farklı yönden geliştirmişlerdir: Beklentilerin rolünün ve doğal işsizlik oranının çözümlemeye dahil edilmesi. İlk olarak Friedman (1968) ve Phelps (1968) ortaya atılan doğal işsizlik oranı modern makroiktisadın kilit kavramlarından biri olmuştur. Doğal işsizlik kavramı yaklaşımı, Keynesyen İktisadın PE bağlamında ortaya koyduğu enflasyon ile işsizlik arasındaki ters yönlü ilişkinin geçerli olmadığını; kısa dönemde işsizlik azalsa bile uzun dönemde eski düzeyine döneceğini ve ekonomide bir doğal işsizlik oranının var olacağını savunmaktadır. Ancak ABD ve AB ülkelerinde yaşanan düşük enflasyon oranlarına karşın yüksek oranda işsizlik olgusuna ek olarak ücret enflasyonunun ortaya çıkması doğal işsizlik oranının varlığına olan inancı sarsmış ve doğal işsizlik oranına alternatif bir kavram Enflasyonu hızlandırmayan işsizlik oranı (NAIRU) ortaya çıkmıştır. NAIRU kavramı 1975 yılında Franco Modigliani ve Lucas Papademos tarafından doğal işsizlik oranı hipotezini geliştirmek için kullanılmıştır (Lordoğlu ve Özkaplan, 5: 48). NAIRU terimi, edilmektedir: e k. U U ( t t t t t beklenen enflasyon oranını göstermek için kullanılan denklemle ifade * e ) t zamandaki enflasyon oranı, ( t ) t-1 zamandan t zamana yansıyan beklenen enflasyon oranı, (Ut) işsizlik oranı ve (U*) (NAIRU) yu (Stanley, ) ifade etmektedir. Bir politika aracı olarak kullanılması önerilen NAIRU nun sürekli olarak değişiyor olması kavrama yöneltilen eleştirilerden biridir. Çünkü kendisi sürekli değişen bir kavram hangi iktisat politikasının ne biçimde uygulanması gerektiğini de etkilemektedir. Öte yandan birden fazla NAIRU değerinin olması ve bunun da benzer biçimde politika önerme güçlüğü yaratması da kavrama yöneltilen diğer bir eleştiri olarak görülmektedir ((Lordoğlu ve Özkaplan, 5: 433)
Ülke ekonomilerinde yaşanan şoklar NAIRU nun değerini değiştirirken birden fazla NAIRU değerinin ortaya çıkması karşısında, diğer bir deyişle yaşanan şokların ardından işsizlik oranlarının öncekinden farklı bir noktada dengeye gelmesi başka bir alternatif terimin ortaya çıkmasına yol açmıştır: Histeri 1. İktisadi şokların işsizlik oranları üzerinde kalıcı bir etkiye sahip olması ve işsizliğin denge değerini yükseltmesi işsizlik histerisi olarak anılmaktadır. Histeri terimi ilk kez Phelps (197) tarafından kullanılmış ve kelime anlamı arkasından gelen biçiminde ifade edilmiştir. Histeri etkisi yaklaşımı doğal işsizlik oranının kendiliğinden cari işsizlik oranını izleyeceğini öne sürmektedir. Yukarıda vurgulandığı üzere, işsizlik olgusuna yönelik iki temel yaklaşım söz konusudur: Birincisi, ekonomideki geçici şokların ardından işsizlik oranının uzun dönem denge seviyesine geri döneceğini ifade eden, Friedman (1968) ve Phelps (1968) tarafından ileri sürülen doğal işsizlik oranı yaklaşımı; ikincisi ise işgücü piyasasındaki katılıklar yüzünden geçici bir şok sonrası işsizlik üzerinde kalıcı etkiye sahip olduğunu ifade eden ve ilk olarak Phelps (197) tarafından ortaya atılmış, Blanchard ve Summers (1986, 1987), Layard vd. (1991) ve Barro (1988) nun katkılarıyla biçimlenen histeri (kesiklik) etkisi yaklaşımıdır. Biz bu çalışmada, krizlerin ve/veya durgunluğun gerek Türkiye işgücü piyasası gerekse de Avrupa Birliği (AB) üye ülkeler işgücü piyasasında histeri etkisi yaratıp yaratmadığını araştırılmıştır. Bu amaca yönelik olarak Ratchet Modeli ve zaman serileri ile seçilmiş AB üyesi ülkeler ve Türkiye işgücü piyasasında ratchet etkisi ve işsizlik histerisinin varlığı, 198-11 yılları arasındaki dönem için araştırılacaktır.. YAZIN ÖZETİ İşsizlik oranlarının bir şokun ardından eski düzeyine geri dönmediğini ifade eden işsizlik histerisine ilişkin çok sayıda çalışma mevcuttur. Biz aşağıda gerek Türkiye işgücü piyasasına yönelik gerekse AB ve diğer ülkeler işgücü piyasasında histeri etkisini araştıran çalışmalardan yalnızca bir kısmına yer verdik. Aşağıda Tablo 1 e Türkiye de işsizlik histerisi üzerine yapılmış seçilmiş bazı çalışmalar yer almaktadır. Tablo 1 de yer alan çalışmaların sonuçlarına bakıldığında kullanılan yöntem ne olursa olsun işsizlik histerisi varlığına ulaştıkları görülmektedir. Yalnızca Güloğlu ve İspir (11), Türkiye de 9 kesim ve 1988-8 dönemi 1 Histeri terimi Yunanca bir kelimedir. Ffizik alanında gecikmeli etki anlamına gelmektedir. TDK (www.tdk.org.tr), iktisat terimi olarak histeri karşılığında kesiklik ve gecikme terimlerini önermekte ve kesiklik, Herhangi bir iktisadi değişkenin geçici bir şok sonrası başlangıç dengesine dönememesi durumu biçiminde tanımlamaktadır.
için, Carrion-i Silvestre çoklu yapısal kırılmayı dikkate alan panel birim kök testiyle yaptıkları çalışmada inşaat ve bayındırlık gibi bazı kesimler haricinde şokların işsizlik üzerinde uzun ve kalıcı bir etki yaratmadığı bulgusuna ulaşmışlardır. Güloğlu ve İspir (8: 13), yapısal kırılmayı dikkate almayan zaman serisi ve panel birim kök sınamalarının histeri önsavını, yapısal kırılmayı dikkate alan panel birim kök sınamasının ise doğal işsizlik oranı önsavını desteklediğine işaret etmektedirler. Tablo 1. Türkiye İşgücü Piyasasında Histeri Etkisi: Seçilmiş Bazı Çalışmalar YAZARLAR YIL MODEL DÖNEM KAPSAM SONUÇ KÜÇÜKKALE 1 Kalman Filtre Tahmin Tekniği 195-1995 TÜRKİYE VAR PAZARLIOĞLU; ÇEVİK 7 RACHET MODEL 1988-4 TÜRKİYE VAR BARŞIK; ÇEVİK 8 Zivot-Andrews, Bai-Perron, GPH, modifiye edilmiş Log-Periodogram ve ARFIMA 193-6 TÜRKİYE VAR YILANCI 9 Perron, Zivot-Andrews (ZA), Lumsdaine Papell (LP), tek ve iki kırılmalı LM birim kök testleri 193-7 TÜRKİYE VAR TUNALI 1 Eşbütünleşme analizi -Q1-8-Q4 TÜRKİYE VAR GÜLOĞLU; İSPİR 11 Carrion-İ Silvestre Panel Birim Kök Sınaması 1988-8 BAZI SEKTÖRLER TÜRKİYE HARİCİNDE YOK KOÇYİĞİT; BAYAT; TÜFEKÇİ 11 STAR modelleri 193-1 VAR ONUR 11 UBK'ya uygun otoregresif bir model 199-9 ENFLASYON HEDEFLEMESİ HİSTERİYE YOL TÜRKİYE AÇIYOR Avrupa ve diğer ülkelerle ilgili işsizlik histerisine yönelik seçilmiş bazı çalışmalar Tablo de verilmiştir. Tablo incelendiğinde işsizlik histerisini destekleyen ve desteklemeyen ya da kısmen destekleyen çalışmalar olduğu görülmektedir. Genellikle birim kök sınama yöntemi kullanılan çalışmaların sonuçları işsizlik histerisine işaret ettiği dikkat çekmektedir.
Tablo. Seçilmiş Bazı Ülkeler İşgücü Piyasasında Histeri Etkisi: Seçilmiş Bazı Çalışmalar YAZARLAR YIL MODEL DÖNEM KAPSAM SONUÇ BLANCHARD; SUMMERS 1986 Birim Kök Sınama 1953-1984 JONES; MANNİNG 199 Birim Kök Sınama 1967-1987 CRATO, Rothman 1996 ARFIMA 196-1994 KOUSTAS; FRANSA, ALMANYA, İNGİLTERE VAR İNGİLTERE-1 BÖLGE VAR KANADA, K.,A. ve ABD için ALMANYA, 196-1974 VAR; JAPONYA, 1973-1994: YOK İNGİLTERE, ABD J. ve İn. VAR VAR (ERKEK İŞÇİLER İÇİN DAHA VELOCE 1996 ARFIMA 194-199 KANADA BELİRGİN) AV. ÜLK. VAR; GIL, ALANA 1 ARFIMA 1968-1998 AVRUPA ÜLK., ABD ABD'DE YOK SMYTH, EASAW 1 RATCHET 1948-1998 ABD VAR GIL-ALANA ARFIMA 1966- KANADA VAR AB1 HİSTERİ ETKİSİ ABD: DOĞAL LEDESMA Birim Kök Sınama 1985-1999 ABD (51 eyalet) AB 1 İŞSİZLİK BELÇİKA VE HOLLANDA CHANG VE DİĞ. 5 Birim Kök Sınama 1961-1999 AB 1 DIŞINDA VAR MERKEZ VE CUESTAS, GIL- YAPISAL DOĞU AVRUPA ALANA 11 KIRILMA 1997-1 ÜLKELERİ VAR 3. MODEL Çalışmada Smyth ve Easaw (1) ile Pazarlıoğlu ve Çevik (7) nin de çalışmalarında kullandıkları Ratchet Modeli çerçevesinde AB seçilmiş üye ülkeler ve Türkiye de işsizliğin histeri etkisi taşıyıp taşımadığı araştırılacaktır. Çalışmada kullanılan modelin tanıtımında geniş ölçüde Smyth ve Easaw (1) in çalışmasından yararlanılmıştır. Yazında Ratchet Etkisi, bağımsız değişkendeki bir değişmeye bağımlı değişkenin vereceği tepkinin sabit olmadığı, tersine değişimin yönüne göre değişebileceği biçimindeki yaklaşım olarak tanımlanmaktadır. Kısa dönemde işsizlik oranlarında artış veya azalma yönündeki bir
değişme olabilir; ancak uzun dönemde işsizlik oranlarındaki değişmenin basamak biçiminde artışlar olarak gerçekleşmesi durumunda Ratchet etkisinin varlığından söz edilebilir. Çalışmada Ratchet etkisini işsizliğin tepe noktalarının işsizlik üzerindeki etkisini bulmak için kullanacağız. Buna göre işsizlik bir tepe noktasından diğer bir tepe noktasına doğru yollandığında bunun etkisinin (eğiminin) aynı olduğu varsayılırken, tepe noktasından dip noktasına doğru bir değişimin etkisinin (eğiminin) varsayılmaktadır. En temel doğal işsizlik oranı denklemi aşağıdaki gibi yazılabilir. U U ( ) (1) * t t t t 1 t Burada ; U t, işsizlik oranını U t *, doğal işsizlik oranının Π t, enflasyon oranını Π t-1, uyarlanabilir enflasyon beklentisini farklı (daha düşük) olacağı ε t, sıfır ortalamalı, seri olarak ilişkisiz (seri korelâsyonu olmayan) arz şoklarını temsil etmektedir. Bu yaklaşım doğal işsizlik oranı ile gerçekleşen işsizlik arasındaki farkın beklenti hatasının bir fonksiyonu olduğunu göstermektedir. Geleneksel olarak NAIRU histeri etkisini içerecek şekilde aşağıdaki gibi ifade edilmektedir. U * t U () t 1 1 olduğunda tam histeri olduğu ifade edilir ve böylece Ratchet Modelinin histeri etkisini aşağıdaki gibi yazabiliriz: U U U (3) * tepe t 1 t 1 t 1 U t-1 tepe, işsizliğin bir önceki tepe noktasını göstermektedir. Burada 1, bir tepe noktasından diğer tepe noktasına giderken histeri etkisini göstermektedir. 1 ise işsizlikteki azalmanın ve dipten tepeye giderken histeri etkisini göstermektedir. 1 1 olması durumunda tam yada saf histeri etkisi mevcuttur yani tek bir doğal işsizlik oranı bulunmamaktadır. (1) ve (3) denklemlerini beraber yazıp çözersek; U U U ( ) (4) tepe t 1 t 1 t 1 t t 1 t
Denklemine ulaşırız. Ulaştığımız bu denklem yardımı ile histeri etkisini ölçmek mümkündür. Aşağıdaki bölümde söz konusu denklemi kullanarak yaptığımız tahminler ve bunlara ilişkin sonuçlar tartışılacaktır. 4. VERİ ve TAHMİN Yukarıda ulaştığımız histeri etkisini gösteren (4) nolu denklemi hem AB ülkeleri için panel veri seti ile hem de Türkiye için farklı zaman serileri için tahmin etmeye çalışacağız. 4.1. AB Ülkelerinde Histeri Etkisi Çalışmamızda AB ülke verileri için işsizlik rakamları İLO nun Key Indicator of the Labour Market (KILM) veri setinden enflasyon rakamları ise İMF nin IFS veri setinden yararlanılmıştır. Veriler 1988-11 yılları arasını kapsamaktadır. Dengeli panel veri seti oluşturabilmek için veri olmasına rağmen bazı ülkeler (Almanya, Polanya vb gibi) ile bazı yıllar (198-1987 arası) model dışında bırakılmıştır. Modelde yer alan ülkeler aşağıda,tablo 3 de gösterilmiştir. Tablo 3. Modelde Yeralan Ülkeler Avusturya Belçika Danimarka Finlandiya Fransa Yunanistan İrlanda İtalya Luxemburg Hollanda Portekiz İspanya İsveç Türkiye İngiltere
Grafik 1. Türkiye de İşsizlik Oranları ve Tepe Noktaları (1988-11) Modeli panel veri EKK yöntemi ile tahmin ettiğimizde elde edilen sonuçlar aşağıdaki tabloda gösterilmiştir. Değişken Katsayı Std. Hata t-istatistik Prob. U(-1).97111.386 43.37991. U tepe (-1).1888.1633 1.16556.67 π- π (-1) -.61578.1938-3.885.15 R.96 Mean dependent var 8.899 Düzeltilmiş R.91688 S.D. dependent var 3.9333 S.E. of regression 1.3345 Akaike info criterion 3.6437 Sum squared resid 519.3866 Schwarz criterion 3.97795 Log likelihood -56.14 Hannan-Quinn criter. 3.77683 Durbin-Watson stat 1.4596 Tablodan da görülebileceği gibi 1,9893 değerini almaktadır. Bu da uzun dönemde doğal işsizlik oranının hareketli olduğu anlamına gelmektedir. Ayrıca β 1 in büyüklüğü dipten tepe noktasına yönelik hareketin doğal işsizlik oranını peşinden sürüklediğini de
göstermektedir. Ancak bu regresyonda zaman ve yatay kesit etkisi olmadığı varsayılmıştır. Bu model çerçevesinde β in t istatistiğinin düşük olduğu görülmektedir. Bu yüzden yatay kesit sabit etki modeli kullanılarak model tekrar tahmin edilmiştir. Sonuçlar aşağıdaki tabloda gösterilmektedir. Değişken Katsayı Std. Hata t-istatistik Prob. C.891338.49538 5.89413. U(-1).99691.591 35.1114. U tepe (-1) -.19337.43147-4.411394. π- π (-1) -.545.18896 -.88535.4 Sabit Etki (Yatay Kesit) _AUSTRIA--C -1.653674 _BELGIUM--C -.1779 _DENMARK--C -.3881 _FINLAND--C.731844 _FRANCE--C.65187 _GREECE--C.3493 _IRELAND--C 1.95641 _ITALY--C.8376 _LUXEMBOURG-- C -1.745383 _NETHERLANDS- -C -.378976 _PORTUGAL--C -.39479 _SPAIN--C 3.44583 _SWEDEN--C -.46595 _TURKEY--C -.337445 _UK--C -.434 Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R.91497 Mean dependent var 8.899 Düzeltilmiş R.99631 S.D. dependent var 3.9333
S.E. of regression 1.181514 Akaike info criterion 3.35 Sum squared resid 456.484 Schwarz criterion 3.4767 Log likelihood -537.8355 Hannan-Quinn criter. 3.396 F-statistic 4.689 Durbin-Watson stat 1.94951 Prob(F-statistic). Tahmin sonuçlarının istatistiklerine bakınca bu modelin daha başarılı tahminler yaptığı görülmektedir. Ancak bu modelde β katsayısı negatif çıkmıştır. Β 1 +β =,719354 olarak hesaplanmıştır. Dolayısıyla histeri etkisi, bir önceki tahmin sonuçlarıyla karşılaştırıldığında bir miktar azalmıştır. Model sonuçlarına ait artıkların dağılımı ise aşağıdaki grafiklerde yer almaktadır. _AUSTRIA Residuals _BELGIUM Residuals _DENMARK Residuals _FINLAND Residuals 1. 3 4.5 1 1. -.5-1 -1 - - -1. - -3-4 _FRANCE Residuals _GREECE Residuals _IRELAND Residuals _ITALY Residuals 6 6 1. 1 4 4.5. -.5-1 - -1. - - -4-1.5 _LUXEMBOURG Residuals _NETHERLANDS Residuals _PORTUGAL Residuals _SPAIN Residuals 1.5 1.5 3 8 1. 1. 6.5..5. -.5 1-1 4 -.5-1. - - -1. -1.5-3 -4 _SWEDEN Residuals _TURKEY Residuals _UK Residuals 3 4 3 1 1-1 - -1 - -4 - Çalışmada, AB ülkeleri işgücü piyasasında kadın ve erkek nüfusun işsizliğinde histeri etkisinin varlığı ayrı ayrı ele alınmıştır. Bu amaçla yine aynı model çerçevesinde kadın (U F )
ve erkek (U E ) işsizlik verileri kullanılarak histeri etkisi tahmin edilmiştir. Kadın işsizliğine ait tahmin sonuçları aşağıdaki tabloda gösterilmektedir. Değişken Katsayı Std. Hata t-istatistik Prob. FU(-1).96541.18789 51.911. FUT(-1).1569.144 1.136.7 P-P(-1) -.6331.19544-3.3983.13 Weighted Statistics R-squared.94874 Mean dependent var 1.438 Adjusted R-squared.94777 S.D. dependent var 4.5894 S.E. of regression 1.6645 Sum squared resid 514.5934 Durbin-Watson stat 1.3641 Unweighted Statistics R-squared.94579 Mean dependent var 9.9114 Sum squared resid 515.4798 Durbin-Watson stat 1.13967 AB ülkelerinde kadın nüfusun işsizlik oranlarının histeri etkisi Β 1 +β =,978141 olarak hesaplanmıştır. Bu rakamın toplam nüfusun histeri etkisinden daha düşük olduğu görülmektedir. Benzer biçimde erkek nüfus işsizlik histeri etkisine baktığımızda, β 1 +β =,99388 olarak hesaplanmıştır. Dolayısıyla erkek nüfus işsizliğinin histeri etkisi toplam işsizliğinin histeri etkisinden daha yüksek çıkmıştır. Değişken Katsayı Std. Hata t-istatistik Prob. MU(-1).9655.6173 36.873. MUT(-1).8778.941 1.37437.173 P-P(-1) -.7884.197-3.71833. Weighted Statistics R-squared.9155 Mean dependent var 8.54595 Adjusted R-squared.999 S.D. dependent var 3.737 S.E. of regression 1.34395 Sum squared resid 617.1191 Durbin-Watson stat 1.3366 Unweighted Statistics R-squared.861378 Mean dependent var 7.163188 Sum squared resid 619.948 Durbin-Watson stat 1.9798
4.. Türkiye İşgücü Piyasasında Histeri Etkisi Türkiye için yapılan analizlerde üç farklı veri seti kullanılmıştır. İlk tahminde, TÜİK verilerinden alınan ve -11 yıllarını kapsayan üç aylık veriler kullanılmıştır. İkinci olarak 1988-11 yılları arasındaki yıllık veriler kullanılarak Türkiye deki genç işsizliğin histeri etkisi incelenmiştir. Son olarak Bulutay (1995) ve TCMB verileri kullanılarak 195-11 dönemi yıllık verileri kullanılarak Türkiye işgücü piyasasında histeri etkisi incelenmiştir. Üçer aylık veriler incelendiğinde yılından bu yana kriz dönemlerinden sonra işsizlik oranları eğiliminin arttığı gözlemlenmektedir (Grafik ). Grafik. Türkiye de İşsizlik Oranları ve Tepe Noktaları (1Q 1-11Q ) Q1-11Q dönemi üç aylık verileri kullanılarak elde edilen tahmin sonuçları aşağıdaki tabloda özetlenmiştir. Değişkenler Katsayılar Standart Hata t-istatistiği Prob. U(-1).639666.14916 4.9598.1 UT(-1).3198.16887.38163.18 P-P(-1) -.4638.5594 -.88188.931 R-squared.4791 Mean dependent var 1.3589 Adjusted R-squared.454318 S.D. dependent var.63918
S.E. of regression 1.546 Akaike info criterion 3.74571 Sum squared resid 97.6783 Schwarz criterion 3.866155 Log likelihood -81.7849 Hannan-Quinn criter. 3.79611 Durbin-Watson stat 1.71335 Tahmin sonuçları incelendiğinde enflasyon beklenti hatasının t istatistiğinin düşük olduğu görülmektedir. Buna rağmen β 1 +β =,9417 işgücü piyasasında histeri etkisi olduğunu göstermektedir. Ancak β 1 katsayısı düşük görünmektedir. Yani dipten tepeye doğru çıkışlarda ya da işsizlikteki azalma doğal işsizlik oranının peşinden sürüklemezken, tepe noktasından başka bir tepe noktasına geçişlerde doğal işsizlik oranı artmaktadır. Katsayıların kararlılığını görmek için CUSUM ve CUSUMSQ testleri yapılmıştır. Tahmin sonuçlarına ait CUSUM ve CUSUMSQ testlerine ilişkin sonuçlar aşağıdaki grafiklerde verilmektedir. 1.4 15 1. 1 1. 5-5.8.6.4. -1. -15 -. - 1 3 4 5 6 7 8 9 1 -.4 1 3 4 5 6 7 8 9 1 CUSUM 5% Significance CUSUM of Squares 5% Significance Grafiklere göre söz konusu dönem içinde yapısal bir kırılma yaşanmamıştır. Bu verilerden doğal işsizlik oranlarını elde ettiğimizde gerçekleşen ve doğal işsizlik oranları Grafik 3 de gösterilmektedir.
Grafik 3. Türkiye de Gerçekleşen ve Doğal İşsizlik Oranları (1Q 1-11Q ) Yukarıdaki grafik açıkça göstermektedir ki Türkiye işgücü piyasasında tam histeri etkisi mevcuttur. Ancak doğal işsizlik oranı işsizliğin artığı dönemlerde hızlı bir biçimde artmıyor iken işsizliğin azaldığı dönemlerde daha hızlı bir uyarlama göstermektedir. Türkiye de önemli boyutlarda olan ve önemli bir sorun olan genç işsizliğine ait histeri etkisi 1988-11 dönemine ait yıllık verilerle ölçülmeye çalışılmıştır. Tahmin sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir. Değişkenler katsayı Stand. Hata t-istatistiği Prob. GU(-1).81731.19431 4.1639.5 GUT(-1).18187.183153.99758.337 P-P(-1) -.945.81-1.33171.1979 R.63934 Mean dependent var 17.687 Adjusted R-squared.5947 S.D. dependent var 3.451 S.E. of regression 1.9417 Akaike info criterion 4.84585 Sum squared resid 75.8886 Schwarz criterion 4.43693
Log likelihood -46.77 Hannan-Quinn criter. 4.31833 Durbin-Watson stat 1.55 Bu sonuçlara göre β 1 +β =,9835 histeri etkisi genç işsizliğinde Türkiye ortalamasına göre yüksektir. Ayrıca genç işsizliği histeri etkisinde tepe noktalarına göre dipten tepeye veya düşüşlerin etkisi daha yüksektir. Genç işsizliği histeri etkisi tahminlerinin CUSUM ve CUSUMSQ test sonuçlarını gösteren grafikler aşağıda verilmektedir. Grafikler incelendiğinde, 1 ve 8 yılında genç işsizliğine ait bir yapısal kırılma yaşanmış gibi görünmektedir 15 1.6 1 1. 5-5 -1.8.4. -15 9 94 96 98 4 6 8 1 -.4 9 94 96 98 4 6 8 1 CUSUM 5% Significance CUSUM of Squares 5% Significance. Grafik 4. Türkiye de Genç İşsizlik ve Tepe Noktaları 6 4 18 16 14 1 88 GU GUT
Genç işsizliğine ait Grafik 4 de yer alan rakamlar 1 ve 8 krizlerinden sonra genç işsizliğinde önemli artışlar yaşandığı görünmektedir. 1 ve 8 krizlerine ait kukla değişkenler ile tahmin gerçekleştirildiğinde model daha düzgün sonuçlar vermektedir. Tahmin sonuçları aşağıdaki tablodan izlenebilir. Kukla değişken kullanılarak yapılan tahminlere göre genç işsizliğinde histeri etkisi β 1 +β =,97 olarak hesaplanmaktadır. Değişkenler Katsayı Std. Hata t-istatistiği Prob. GU(-1).896463.15558 5.76473. GUT(-1).7387.147539.5695.63 P-P(-1) -.8887.1741-1.65818.1137 D 4.171 1.15113 3.63656.18 R.78176 Mean dependent var 17.687 Adjusted R-squared.74731 S.D. dependent var 3.451 S.E. of regression 1.53749 Akaike info criterion 3.846163 Sum squared resid 44.567 Schwarz criterion 4.4364 Log likelihood -4.387 Hannan-Quinn criter. 3.89587 Durbin-Watson stat 1.3573 Son olarak Türkiye nin 195-11 yıllarına ait rakamlarla tahmin yapılmıştır. Grafik 5. Türkiye de İşsizlik ve Tepe Noktaları 16 14 1 1 8 6 4 5 55 6 65 7 75 8 85 9 95 5 1 U UT
Grafik 5 ten de görülebileceği gibi uzun dönem veriler incelendiğinde aslında Türkiye nin üç farklı rejime sahip olduğu görülmektedir. Dönemlere ayırmadan 195-11 yılları arası yapılan tahmin sonuçları aşağıdaki tabloda sunulmaktadır. Değişken Katsayı Std. Hata t-istatistik Prob. β 1.963191.9835 1.37536. β.456.83786.484117.631 α -.868.637 -.13633.891 R-squared.914565 Mean dependent var 6.99496 Adjusted R-squared.911619 S.D. dependent var.89176 S.E. of regression.859671 Akaike info criterion.583396 Sum squared resid 4.8641 Schwarz criterion.6871 Log likelihood -75.79359 Hannan-Quinn criter..648 Durbin-Watson stat 1.586859 Modelin tahmin sonuçları incelendiğinde başarılı olmadığı görülmektedir. Özellikle β ve α katsayılarının t istatistikleri düşük çıkmıştır. CUSUMSQ testi yapıldığında da ise 195-11 yılları arasındaki dönemde yapısal kırılma olduğu görülmektedir. 1.4 1. 1..8.6.4.. -. 55 6 65 7 75 8 85 9 95 5 1 CUSUM of Squares 5% Significance
Modele Chow testi uygulandığında 195-8, 1981-1 ve -11 dönemleri olmak üzere üç farklı rejim tanımlanabilmektedir. Bu üç farklı döneme ait tahmin sonuçları aşağıdaki tabloda gösterilmektedir. 195-198 1981-1 -11 Katsayı t-istatis. Katsayı t-istatis. Katsayı t-istatis. β 1 1,711 6,76,4393,1,7845 3,16 β -,354-1,19,444,81,1464,59 α -,9 -,9,7 1,5 -,93 -,61 R,96,8,53 Bu tahmin sonuçlarına göre elde edilen doğal işsizlik oranı ve gerçekleşen işsizlik oranı aşağıda Grafik 6 da gösterilmektedir. Grafik 6. Tahmin Sonuçlarından Elde Edilen Doğal ve Gerçekleşen İşsizlik Oranları (195-11) Grafik 6 dan da görülebileceği gibi 195-198 arasında histeri etkisi tamdır. Yani doğal işsizlik oranı gerçekleşen işsizlik rakamının tek dönem gecikmeli değerini hızlı bir şeklide takip etmektedir. 1981-11 döneminde ise histeri etkisi zayıflamakta ve etki daha çok tepe
noktaları arasındaki değişimlere göre şekillenmektedir. yılından itibaren histeri etkisi artmakta ve doğal işsizlik oranı gerçekleşen işsizliğin gecikmeli değerlerine daha duyarlı hale gelmektedir. KAYNAKÇA Barışık, S. ve Çevik, E. İ., (7), Türkiye de İşsizlikte Histeri Etkisinin Parçalı Durağanlık Testi İle Analizi, 8.Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, 4-5 Mayıs 7, Malatya. Barışık, S. ve Çevik, E. İ., (8), İşsizlikte Histeri Etkisi: Uzun Hafıza Modelleri, Kamu-İŞ Dergisi; C:9(4),ss:1-36. Barro, R. (1988) The Natural Rate Theory Reconsidered: The Persistence of Unemployment American Economic Review, 78(): 3-37. Blanchard, O.J., Summers, L.H., (1986), Hysteresis and the European Unemployment Problem, Journal of Econometrics, Vol:74, pp:119-147. Blanchard, O. ve Summers, L. (1987) Hysteresis in Umemployment European Economic Review, vol: 31(1) pp: 88-95. Blanchard, O. ve Wolfers, J. () The Role of Shocks and Institutions in the Rise of European Unemployment: The Aggregate Evidence Economic Journal, Vol.: 11(46), pp : 1-33. Bulutay, T., (1995), Employment, Unemployment and Wages in Turkey, Ankara, International Labour Office. Camarero, M., Tamarıt, C., (4), Hysteresis vs. Natural Rate Of Unemployment: New Evidendence for OECD Countires, Economics Letters, Vol:84, Pp:413-417. Casado,J. M., Trıvez,J., (4), Asymmetry, Persistence And Non-Linearity Of Spanish Unemployment Rates, General Economics And Teaching, 461, Pp:1-3. Crato Nuno ve Rothman Philip (1996); Measuring Hysteresis in Unemployment Rates With Long Memory Models Workpaper. Cross, Rod B., (1987), Hysteresis and Instability in the Natural Rate of Unemployment, The Scandinavian Journal of Economics, 89, No. 1, pp. 71-89. Cross Rod, (199), Unemployment, Hysteresis and the Natural Rate Hypothesis, Reviewed: J. Luis Guasch, Journal of Economic Literature, Vol. 8, No:1, pp.17-18. Cross, Rod B., M. Grinfeld and H. Lamba (9), Hysteresis in Economic Systems, special issue on Hysteresis in Natural and Engineered Systems, IEEE Control Systems Magazine, February, 3-43. Friedman, M. (1968) The role of monetary policy, American Economic Review, 58, 1.17.
Gil-Alana, Luis, (1), The Persistence Of Unemployment in the USA And Europe in Terms Of Fractionally ARIMA Models, International Review Of Applied Economics, Vol. 16, No:4, pp. 465-477. Gil-Alana, Luis, (), Modeling The Persistence Of Unemployment in Canada, International Review Of Applied Economics, Vol.16, No: 4, pp. 465-477. Gordon, Robert J., (9) The History of the Phillips Curve: Consensus and Bifurcation, NBER Working Paper, March 7, 9. Gren Francis, (199), Unemployment Hysteresis and The Worker Discipline Effect, European Journal of Political Economy, Vol. 8, Issue: 4, pp. 543-556. Gomes, F.R. ve C.G., Silva, 9. Hysteresis Versus NAIRU and Convergence Versus Divergence: The Behavior of Regional Unemployment Rates in Brazil, The Quarterly Review of Economics and Finance 49, pp. 38 3. Güloğlu, B. ve İspir, S., (1), Doğal İşsizlik Oranı mı? İşsizlik Histerisi mi? Türkiye için Sektörel Panel Birim Kök Sınaması Analizi, Ege Akademik Bakış Dergisi, No:11(), ss:5-15. ILO, www.ilo.org. IMF, www.imf.org. Jones, D.R. ve D.N.Manning, (199), Long Term Unemployment, Hysteresis and the Unemployment-Vacancy Relationship: A Regional Analysis, Regional Studies, Vol. 6, No: 1, pp. 17-9. Knut, Roed, (1999), A Note On The Macroeconomic Modelling Of Unemployment Hysteresis, Applied Economics Letters, Vol. 6, pp. 55-58. Koustas, Zisimos ve William Veloce, (1996), Unemployment Hysteresis in Canada: an Approach Based on Long-Memory Time Series Models, Applied Economics, Vol. 8, pp. 83-831. Koçyiğit, Ali, T. Bayat, A. Tüfekçi, (11), Türkiye de İşsizlik Histerisi vee Star Modelleri Uygulaması, Marmara Üniversitesi Ġ.Ġ.B.F. Dergisi, cilt: XXXI, sayı: II, s. 45-6. Küçükkale Y., (1), Doğal İşsizlik Oranındaki Keynesyen İsteri Üzerine Klasik Bir İnceleme: Kalman Filtre Tahmin Tekniği ile Türkiye Örneği 195-1995, V. Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, Adana. http://idari.cu.edu.tr/sempozyum/bil4.htm (1.4.1). Layard, R., Nickell, S., ve Jackman, R. (1991) Unemployment, Macroeconomic Performance and the Labour Market, Oxford University Press, Oxford. Leon-Ledesma, M.A., (), Unemployment Hysteresis in the US and EU: A Panel Data Approach, Bulletin of Economic Research, 54(), pp. 94-1. Lipsey, R. G. (196), The Relation Between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates: A Further Analysis, Economica, vol.: 7, February, no:15, 1-31.
Lordoğlu, K. ve Özkaplan, N., (5), çalışma İktisadı, der yayınları, İstanbul. Onur, Sara, (11)Türkiye Ekonomisinde İşsizlik Histerisi (199-9), Sosyal Bilimler Metinleri 4 / 11, http://sosyalbe.nku.edu.tr/ (11.9.1) Pazarlıoğlu M. V. ve Çevik, İ., (5), Ratchet Model Uygulaması: Türkiye Örneği, VII. Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, İstanbul. Phelps, E. S. (1968), Money-Wage Dynamics and Labor-Market Equilibrium, Journal of Political Economy, Vol. 76, 678-711. Phelps, E.S., (197), Inflation Policy and Unemployment Theory: The Cost-Benefit Approach to Monetary Planning, Macmillan. Phelps, E.S., (1999), Behind the Structural Boom, the Role of Assets Valuations, American Economic Review, Vol. 89., pp. 167-188. Phillips, A. W. (1958), The Relation between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom, 1861-1957, Economica, vol. 5, no: 1, pp: 83-99. Roed, K.,(1996), Unemployment hysteresis. macro evidence from 16 OECD Countries. Empirical Economics, 1, 589.6 Samuelson, Paul A., ve Robert M. Solow (196), Analytical Aspects of Anti-Inflation Policy, American Economic Review Papers and Proceedings, vol: 5: May, no:, 177-194. Sevüktekin, Mustafa, (1995) Model Kararlılığının Belirlenmesi için bir Test: CUSUM ve CUSUMSQ Testi, Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 1, II, ss. 313-1, Smyth, David J. ve Joshy Z. Easaw, (1), Unemployment Hysteresis and the NAIRU: a Ratchet Model, Applied Economics Letters, Vol. 8, pp. 359-36. Song, F.M. ve Wu, Y., (1997), Hysteresis in Unemployment: Evidence from 48 States, Economic Inquiry, Vol. 35, pp.35-44. Stanley, T.D., (), When all are NAIRU: Hysteresis and Behavioural Intertia, Applied Economics Letter, Vol. 9, pp. 753-757. Tunalı, Halil (1), The Analysis of Unemployment in Turkey: Some Empirical Evidence Using Co-integration Test, European Journal of Social Sciences Volume 18, Number1, pp:18-38. TÜİK, www.tuik.gov.tr. Yılancı, V., (9), Yapısal Kırılmalar Altında Türkiye için ĠĢsizlik Histerisinin Sınanması, Doğuş Üniversitesi Dergisi, No:1(), ss:34-335.