SESSION 6E: Kalkıma I 871 Kuzet Eğrisi Bağlamıda Türkiye de Fiasal Gelişme ve Gelir Eşitsizliği İlişkisii Aalizi Aalysig the Relatioships betwee Fiacial Developmet ad Icome Iequality i Turkey as a Parallel of Kuzet Curve Asst. Prof. Dr. Utku Altuöz (Siop Uiversity, Turkey) Abstract Aalysig the relatioship betwee developmet ad Gross Domestic Products (GDP) is oe of the most importat issue for ecoomics. Kuzet claims that metioed relatioships betwee developig ad GDP resemble as upside dow U. I this paper, GINI, GDP, credit ad trade variables were aalysed by usig ARDL boudig test for the period coverig by 1991-2014. Obtaied results of ecoometric model shows that credit i private sector, GDP per capita ad trade variables play a importat role to be elimiated of icome iequality. Effect of trade variable is less compare with other variables. For Turkish Ecoomy, 1% icrease i private credits causes to a 0,044 % fall i icome iequality for the estimated period. Alike, 1% icrease i icome causes to a 0.055 % fall i icome iequality. 1 Giriş İktisat bilimii uzu yıllardır uğraş verdiği kouları başıda kalkıma ve gelir arasıdaki ilişki gelmektedir. Simo Kuzets, bu tartışmaı başlamasıa ede olmuştur. Kuzets e göre sözkousu ilişki ters U şeklidedir. Çeşitli iktisat ekolleri ekoomik kalkıma ile gelir eşitsizliği kousuda çeşitli görüşler beya etmiş olsalar da Simo Kuzets tarafıda geliştirile ve literatüre Kuzet hipotezi olarak gire görüşler, İgiltere, ABD ve Almaya içi kısıtlı data seti geliştirile bir hipotez olmakla birlikte üzeride e çok çalışıla koularda biri olmuştur. 2 Kuzets Hipotezi i Teorik Altyapısı Kuzet gelişmekte ola ülkelerde geliri gelişmiş ülkelere göre daha degesiz dağılım gösterdiğii iddia etmiştir. Bu durumu soucu olarak ekoomik kalkımaları başlagıcıda büyüye gelir eşitsizliği, kalkıma aşamasıı ileri aşamalarıı olumsuz yöde etkileecektir (Kuzets, 1955: 1-15). Gelir düzeyii yükselmesie paralel olarak demokrasii gelişimi gibi etmeler gelir dağılımıda meydaa gele aksaklıkları kalıcı şekilde düzelmesii sağlayacaktır (Tsai, 1995:471).Büyüme sürecii ilk evreleride eşitsizliği artması, büyüme süreci fakirliği azaltıcı bir düzee giree kadar katlaılması gereke bir maliyet olarak kabul edilmektedir. Kuzet eğrisii geçerliliği kousuda Kalkıma aşamasıı uzu zama öce tamamlamış ülkelerde bu yödeki bir eğilim tam olarak kaıtlaamaması edeiyle görüş ayrılıkları bulumaktadır. Kuzets i gelir artışıa paralel olarak gelir dağılımıı bozulacağıı iddia ede hipotezi bugü belli akademisyeler tarafıda red edilmektedir. Tam tersie kalkıma sürecide adil gelir dağılımıı büyümeyi arttıracağıı göstere çalışmalardaki artış dikkat çekmektedir. 3 Türkiye de Gelir Dağılımıdaki Gelişmeler Türkiye de milli geliri 10 000 doları üzerie çıkmasıa rağme e büyük soru gelir dağılımıdaki adaletsizliktir. Nobelli Amartya SEN gelir dağılımıda eşitliği geliri hak edişe göre dağılmasıyla sağlaabileceğii ama adil bir gelir dağılımı kavramıı isaı eğitime, sağlık hizmetlerie, politik temsile vs ulaşmadaki eşitlik olduğua vurgu yapar. 1980 li yıllarda sora Türkiye ihracata dayalı bir kalkıma stratejisi uygulamaya başlamıştır. Türkiye de istihdam oraıı belirleye öemli bir faktör ise et ücret gelirii iş gücü maliyetie ora oldukça düşük olması, bir başka deyişle emek kesimie yapıla ödemeleri yüksek kamusal kesitilere uğraması edeiyle ele geçe et tutarı düşük olmasıdır. Özellikle 1990 lı yıllarda sora arta sermaye hareketleri olumsuz ekoomik göstergeleri e öemli sorumlulukları olarak görülmüştür. 1987 de 2001 e sabit sermaye yatırımları GSMH ye oraı yüzde 24,6 da yüzde 18,4 e düşerke bua karşı toplam borç stokuu GSMH ye oraı ayı yıllarda yüzde 69,1 de yüzde 146,4 e yükseldiği gözlemektedir ( Bile ve Yumuşak, 2006:51). Türkiye ekoomisi so yıllarda gelir dağılımı kousuda öemli aşamalar kaydetmesie rağme, soru tam olarak çözüme kavuşturulamamıştır. OECD i 2014 yılı raporuda gii katsayısı gelişimii iceleye raporda, Türkiye'i 0,41 ile Meksika'ı ardıda e yüksek -yai e kötü- ikici oraa sahip olduğu dile getirilmektedir.
872 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2015 Grafik 1: Ülkeleri 1985-2014 Yılları Arası Gii katsayısı Gelişimleri Kayak: OECD Gelir eşitsizliğii ekoomik büyümeye olumsuz etkisii belirtildiği raporda 1985-2010 yılları arasıda Türkiye'i büyümesii % 4,6'sıı gelir adaletsizliği edeiyle kaybettiğii gösteriyor. Ayı döemde Meksika'ı yüzde 10, Yei Zellada'ı ise % 9'luk büyüme kaybı yaşadığı vurgulaıyor. Türkiye İstatistik Kurumu u 2013 yıllı raporua göre Yüzde 20 lik gruplarda, e yüksek gelire sahip so gruptakileri toplam gelirde aldığı pay %46,6 ike, e düşük gelire sahip ilk gruptakileri toplam gelirde aldığı pay %6,1 olmuştur. Yüzde 20 lik fert grupları Türkiye 2012 2013 Toplam 100 100 İlk % 20 5.9 6.1. İkici %20 10.6 10.7 Üçücü %20 15.3 15.2 Dördücü %20 21.7 21.5 So % 20 46.6 46.6 Gii katsayısı 0.402 0.400 Tablo 1:Eşdeğer haehalkı kullaılabilir gelire göre sıralı yüzde 20 lik gruplar, 2012-2013 Kayak: TUİK Sözkousu veriler Tablo 1 de izleebilmektedir. Gelir dağılımı eşitsizlik ölçütleride gii katsayısı bir öceki yıla göre 0,002 pua düşüş ile 0,400 olarak tahmi edilmiştir. 4 Kuzet Eğriğsi ile İlgili Literatür Fiasal kalkıma ve gelir eşitsizliği kousuda yapıla yerli ve yabacı çalışmalarda gerek Kuzet hipotezii destekler gerekse, gerekse red eder souçlara rastlamaktadır. 4.1 Kuzet Eğrisii Geçerliliğii Red Ede Çalışmalar Law ve Ta(2009) Malezya da Kuzet hipotezii test ettikleri çalışmalarıda 1980-200 yıları içi sıır testi yaklaşımıı kullamışlar ve güçsüz de olsa fiasal kalkımadaki artışa paralel olarak gelir eşitsizliğii azaldığıı tespit etmişlerdir. Buula birlikte söz kousu azalma istatistiki olarak Kuzet hipotezii doğrulamamıştır. Deiiger ve Squire (1998)'de gelişmiş ve gelişe 48 ülke içi yaptığı çalışmada 44 ülke içi gelir ve eşitsizlik arasıda istatistiki alamda ilişki bulamamıştır. Diğer 4 ülkede de ise Kuzets'i iddia ettiği ters dömüş U ilişkisi yerie U seklide bir gelişme görülmüştür. Huag(2004), yapmış olduğu çalışmada kuzet eğrisii varlığıı gii katsayısı, GSYİH, trasfer harcamaları / GSYİH ve çalışalar / işgücü değişkeleri ile test etmiştir. Söz kousu çalışma soucuda gii değişkei ile büyüme arasıda kuvvetli fakat doğrusal olmaya bir ilişki saptamıştır. Buula birlikte Kuzet varsayımı doğrulaamamıştır. 4.2 Kuzet Eğrisii Geçerliliğii Destekleye Çalışmalar Che (2003) yapmış olduğu çalışmada kuzet eğrisii geçerliliğii pael data yötemi ile aaliz etmiş ve çalışma soucua göre 43 ülkede Kuzet i savuduğu ters U şeklideki kuzet eğrisi kaıtlamıştır.
SESSION 6E: Kalkıma I 873 Ahluwalia (1976) 56 ülke içi yapmış olduğu çalışmada çoklu regresyo yötemii kullaarak Kuzet Eğrisi i test etmiştir. Ekoometrik aaliz soucua göre kişi başıa gelir ile çeşitli gelir gruplarıı gelirde aldığı paylar arasıda istatistiksel olarak aamlı ilişki olduğuu tesbit etmiştir. Kuzets'i ters-u hipotezie uygu biçimde, üfusu düşük gelirli yüzde 40'ıı ve yüzde 60' ıı gelir payı, kişi başıa GSMH'ı artışı ile öce azalmakta ve sora artmaktadır. 5 Kuzet Eğrisii Türkiye içi Geçerliliğii Sıaması: Ekoometrik Aaliz Kuzet i iddia ettiği gibi gelir dağılımı ve kalkıma ile büyüme arasıda ters U ilişkisii var olup olmadığı sıır testi yaklaşımı ile test edilecektir. 1991-2014 yılları kullaılarak hem geiş bir döemi çalışmaya dâhil edilmesi, he de gücel verileri kullaılması amaçlamıştır. Çalışmamızda Arvas (2014) çalışmasıdaki modelde yararlaılmıştır. 5.1 Veri ve Yötem İktisat bilimide gelir dağılımı hakkıda bizlere bilgi vere gii katsayısı kullaılmıştır. Türkiye i fiasal gelişim makro göstergesi olarak ise özel sektör yurt içi kredi kullaımıı GSYH ya oraı kullaılmıştır. Mikro alamda kişi başıa GSYİH ve ihracatı ithalatı karşılama oraları kullaılmıştır. GSYH, veri seti Türkiye de kişi başıa düşe geliri 1987 yılı fiyatları ile sabit değerleri logaritması alıarak elde edilmiştir. Çalışmada kullaıla bütü veriler yıllık olarak modele dâhil edilmiş olup değişkeleri logaritmik değerleri kullaılmıştır. Çalışmamızda Kaberoğlu ve Arvas ı (2014) kulladığı modelde ve değişkelerde yararlaılmıştır. Modeli çalışmamıza uyarlamış hali deklem (1 ) deki gibidir. Log gii = φ + α 1 loggelir t + α 2 logkredi t + α 3 logtcr t + ε t (1) Sembol Değişke Kayağı loggii Gii Edeksi OECD ve Düya Bakası loggelir Cari fiyatlarla kişi başı gayri safi yurtiçi hasıla TUİK ve Düya bakası logkredi Özel sektör kredisi / GSYH Bakalar Birliği ve TUİK logtcr İhracatı ithalatı karşılama oraı TUİK Tablo 2: Ekoometrik Modele Kou Ola Değişkeler, Sembolleri ve Kayakları Ekoometrik modellerde değişkeler arasıdaki uzu döem ilişkisii varlığıı araştırılması temel amaçtır. Buula birlikte çoğuz zama zama serileri arasıda sahte ilişkiler de gözleebilmektedir. Bu edele zama serileri arasıdaki ilişkileri sahte olup olmadığı durağalık testleri ile aaliz edilmektedir. Çükü değişkeleri durağa olup olmaması ile sahte ilişki arasıda güçlü bir bağ bulumaktadır. Çalışmamızda söz kousu ilişkii varlığıı araştırılması içi Philips-perro birim kök testi kullaılmıştır. Geişletilmiş Dickey-fuller birim kök testi yerie PP birim kök testii tercih etmemizi sebebi, Dickey-Fuller Testi hata terimlerii istatistiki olarak bağımsız olduklarıı ve sabit varyasa sahip olduklarıı varsayar. Bu metodoloji kullaılırke hata terimleri arasıda korelasyo olmadığıa ve sabit varyasa sahip olduklarıa emi olmak gerekir. Phillips ve Perro (1988) Dickey-Fuller ı hata terimleri ile ilgili ola bu varsayımı geişletmişlerdir (Altuöz, :187). Seri Düzeyde Philips Perro Birimkök Testi Birici Farkı Alıdığıda Tredsiz Tredli Tredsiz Tredli Loggii -1.031(0) -1.932(0) -5.121(1)* -6.211(1)* loggelir -0.009(0) -3.121(0) -5087(1)* -6.121(1)* logkredi 1.121(0) -0.211(0) -6.213(1)* -5.274(1)* logtcr -0.451(0) -1.972*** -6.312(1)* -5.786(1)* Tablo 3: Philips Perro Birim Kök Test Souçları Not: *,** ve *** sırasıyla %1, %5 ve %10 alam düzeyide durağalığı ifade etmektedir. Tablo 2 de görüldüğü gibi ticaret değişkei düzeyde % 10 alam seviyeside durağake tüm değişkeler birici farkları alıdığıda tredli ve tredsiz %1 alam düzeyide durağadır. Farklı durağalık seviyeleride kısa ve uzu döemli ilişkilere izi vere sıır testi yaklaşımı, çalışmamız içi e uygu yaklaşımdır. gii t = α 0 + α 1 gii t 1 + α 2 gelir t 1 + α 3 kredi t 1 + α 4 tcr t 1 + β 1 gii t 1 i=1 + β 2 gelir t 1 +β 3 kredi t 1 + β 4 tcr t 1 + ε t
874 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2015 Çalışmamızda gecikme uzuluklarıı belirleme aşamasıda Akaike Bilgi Kriteri (AIC) kullaılmıştır. Gecikme uzuluğumuz 6 olarak belirlemiştir. Değişke Katsayı t Değeri P Değeri Loggii (-1) 0.3012 1.88 0.08 loggelir -1.8721-2.12 0.02 Loggelir(-1) -0.0321 3.18.00 logkredi 0.2112 2.80.00 Logtcr -0.0421-4.21 0.02 sabit 5.321 3.21 0.03 ECM (-1) -0,6809-4.42.00 Tablo 4: Sıır Testi içi Düzeltme Modeli Not: Bağımlı Değişke Gii Tablo 3 teki souçlara göre tüm değişkeler istatistiki olarak alamlıdır. Hata Düzeltme Katsayısı (ECM(-1)) istatistiksel olarak %1 düzeyide alamlıdır ve katsayı değeri yüksektir. Bu durum uyarlama sürecii çok hızlı olduğuu ifade etmektedir. ECM(-1) katsayısıı egatif ve alamlı olması gelir dağılımı modelideki eşbütüleşme ilişkisii de desteklemektedir. Gecikme uzuluğuu ardıda değişkeler arasıdaki eş bütüleşme ilişkisi test edilmektedir. Bu ilişkii testide sıfır hipotezii testi F istatistik değerii buluması ile yapılmaktadır. Sıır testi yaklaşımı içi hesaplaa f değerleri, Pesera vd.(2001) tablosuu üst ve alt değerleri ile karşılaştırılır. Hesaplaa değer alt değeri altıda ise değişkeler arasıda herhagi bir eşbütüleşme ilişkiside söz edilemez. Alt ve üst sıır arasıda ise kesi bir yorum yapılamamaktadır. Eğer hesaplaa değer üst değeri üzeride ise eş bütüleşme ilişkisii olduğu soucua varılmaktadır. %10 Alam Seviyeside kritik Değerler k (bağımsız Değişke sayısı) F İstatistiği Alt sıır I(0) Üst sıır (I) 4 10.02 2.45 3.52 Tablo 5:Wald Testi Tablo 4 de Wald testi souçlarıa göre f istatistiğii üst sıırı üzeride olduğu izlemektedir. Bu durumda değişkelerimiz arasıda uzu döemli bir eş bütüleşme ilişkisi olduğuu söyleyebiliriz. Maksimum gecikme uzuluğuu 7 olarak alıdığı çalışmada ARDL souçları Tablo 5 de verilmiştir. Değişke Katsayı t istatistiği p Değ. C -0.0012-0.661 0.5 dloggii(-1) -0.0311-0.231 0.6 dloggelir -0.0711-6.211 0 dloggelir(-1) 0.003 0.211 0.6 dlogkredi -0.031-1.412 0.11 dlogkredi(-1) 0.022 2.121 0.11 dlogkredi(-2) 0.016 1.912 0.15 dlogkredi(-3) 0.014 0.871 0.41 dlogtcr -0.007-0.213 0.99 dlogtic(-1) -0.0011-0.161.082 Loggelir - 0.055** ARDL Uzu Döem Hesaplaa Katsayılar Logkredi - Logtcr 0.044** 0.006*** Tablo 6: ARDL (1,1,1,3,1,) Modeli Tahmi Souçları Tablo 5 teki ARDL testimizi uzu döemli katsayıları istatistiki olarak alamlıdır. Ekoometrik modelimizi soucua göre kişi başıa GSYİH, özel sektör tarafıda kullaıla krediler ve ticaret değişkelerii gelir adaletsizliğii giderilmeside olumlu bir etkiye sahip olduğu alaşılmaktadır. Ticaret değişkeii etkisii diğer değişkelere göre daha az olduğu da söyleebilmektedir. Uzu döem katsayı souçlarıa göre Türkiye de kredilerde %1 artış gelir eşitsizliğii % 0.044 oraıda azaltırke gelirdeki %1 lik artış ise gelir eşitsizliğii 0.055 oraıda azaltmaktadır. Ticaret değişkeimizi gelir eşitliğii azaltma gücü yok deecek kadar azdır.
SESSION 6E: Kalkıma I 875 Souç Ekoomik kalkıma ile gelir eşitsizliği kousuda çeşitli görüşler beya edilmiş olsa da Simo Kuzets tarafıda geliştirile ve literatüre Kuzet hipotezi olarak gire görüş, oldukça geiş bir iceleme alaı bulmuştur. Ekoomik aktörleri öemli görevleride biri, gelir dağılımıdaki adaleti sağlamaktır. Türkiye İstatistik Kurumu u 2013 yıllı raporua göre Yüzde 20 lik gruplarda, e yüksek gelire sahip so gruptakileri toplam gelirde aldığı pay %46,6 ike, e düşük gelire sahip ilk gruptakileri toplam gelirde aldığı pay %6,1 olmuştur. Çalışmamızda 1991-2014 yılları içi kalkıma ile gelir arasıdaki ilişki sıır testi yaklaşımı ile icelemiştir. Modelimizi sayısal souçlarıa göre uzu döem katsayı souçları Türkiye de kredilerde %1 artış gelir eşitsizliğii % 0.044 oraıda azaltırke gelirdeki %1 lik artış ise gelir eşitsizliğii 0.055 oraıda azaltmaktadır. Ticaret değişkeimizi gelir eşitliğii azaltma gücü yok deecek kadar azdır. Ekoometrik model soucua göre soucua göre kişi başıa GSYİH, özel sektör tarafıda kullaıla krediler ve ticaret değişkelerii gelir adaletsizliğii giderilmeside olumlu bir etkiye sahip olduğu alaşılmaktadır. Ticaret değişkeii etkisii diğer değişkelere göre daha az olduğu da söyleebilmektedir. Bu çalışma bizlere gösterdi ki her e kadar Kuzet gelişmekte ola ülkelerde geliri gelişmiş ülkelere göre daha degesiz dağılım gösterdiğii iddia ederek ekoomik kalkımaları başlagıcıda büyüye gelir eşitsizliği, kalkıma aşamasıı ileri aşamalarıı olumsuz yöde etkileeceğii iddia etse de ilgili döemler içi bu iddia Türkiye de doğrulaamamıştır. Kayakça Altuöz, Utku (2013). Türkiye de Eflasyo, Büyüme ve Fiasal Derileşme İlişkisii Ampirik Aalizi, Sütçüimam Üiversitesi İİBF dergisi sayı 2: 175-194. Arvas, Mehmet Akif (2014). Fiasal kalkıma ve Gelir Eşitsizliği: Türkiye Öreği,1980-2012,Sosyoekoomi, 2014-1. Bile, Mahmut ve İbrahim Güra Yumuşak (2006). Türkiye de Gelir Dağılımı ve Yoksulluk Soruu, Stratejik Che, B., (2003), A Iverted-U Relatioship betwee Iequality ad log ru Growth, Ecoomic Letters, 78, 205-212. Deiiger, L. Squire, (1998),'New Ways of Lookig at old Issues: Asset Iequality ad Growth', Joural of' Developmet Ecoomics Vol.57, 259-287. Dickey, David ad Fuller, Waye, 1981. "Distributio of the estimators for autoregressive time series with a uit root", Ecoometrica 49, ss.57-72. İbrahim Güra Yumuşak ve Mahmut Bile, "Gelir Dağılımı-Beşeri Sermaye İlişkisi ve Türkiye Üzerie Bir Değerledirme", Kocaeli üiversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, Yıl 1, Sayı 1, 2000.ss. 77-96 Kaberoğlu Ve Arvas (2014). Fiasal Kalkıma ve Gelir Eşitsizliği: Türkiye Öreği, 1980-2012, Sosyo Ekoomi Dergisi, Hazira Temmuz, 106-122. Kuzets, S. (1955), "Ecoomic Growth ad Ieome Iequality, America Ecoomic Review, 45-1, 1-28. Law, S.H ve HY.B Ta (2009). The role of Fiacial Developmet o Icome Iequality i Malaysia, joural of ecoomic developmet 34(2), 153-168. OECD 2014 Türkiye Raporu Pesera, H, Yogcheol S. ve Richard J. S. (2001). Boud Testig Approaches to the Aalysis of Log Ru Relatioships, Joural of Applied Ecoometrics, 16(3), pp.289-326. Phillips, P. C. B.; Perro, P. (1988). "Testig for a Uit Root i Time Series Regressio". Biometrika 75 (2): 335 346 Tsai Pa-Log (1995), Foreig Direct Ivestmet Ad Icome Iequality: Futrher Evidece, World Developmet, Vol:23, Issue:3, pp:469 483. TUİK Gelir ve Yaşam Koşulları Araştırması, 2013 Ahluwalia, M. S. (1976), " Ieome Distributio ad Developmet: Some Stylized Facts,The America Ecooıiıic Review, 66-2, 128-135.