Doğrudan Yabancı Yatırımların İsthdam Üzerndek Etkler: Panel Ver Analz Yazar(lar): Doç. Dr. Hasan Vergl, Yard. Doç. Dr. Necla Ayaş İletşm kurulacak yazarların Adı Soyadı: Hasan VERGİL Kurumu: Zonguldak Karaelmas Ünverses Unvanı: Doç.Dr. Görev : Öğretm Üyes Yazışma Adres: Zonguldak Karaelmas Ünverses İİBF İktsat Bölümü İncvez, 67100 Zonguldak Tel :0372 2574010/1614 Faks :0372 2574057 E-posta: hvergl@karaelmas.edu.tr Adı Soyadı: Necla AYAŞ Kurumu: Zonguldak Karaelmas Ünverses Unvanı:Yrd. Doç.Dr. Görev : Öğretm Üyes Yazışma Adres: Zonguldak Karaelmas Ünverses İİBF İktsat Bölümü İncvez, 67100 Zonguldak Tel :0372 2574010 Faks :0372 2574057 E-posta: neclaayas2000@hotmal.com 1
Doğrudan Yabancı Yatırımların İsthdam Üzerndek Etkler: Panel Ver Analz Özet Doğrudan yabancı yatırımların sthdam üzerndek etklern açıklayan teorler genelde doğrudan yabancı yatırımların sthdamı olumlu etkleyeceğn öngörmekle brlkte, bazı amprk çalışmalar doğrudan yabancı yatırımların sthdam etklernn farklı zamanlarda farklı bçmlerde ortaya çıkableceğn göstermştr. Bu çalışmada dört sektör bazında 1992 2006 arası yıllık verler kullanılarak doğrudan yabancı yatırımların Türkye dek sthdam sevyesn nasıl etkledğ, panel ver test ve tahmn yöntemler kullanılarak tahmn edlmştr. Panel brm kök ve panel koentegrasyon testlernden sonra tahmn edlen panel koentegrasyon modelne göre ncelenen dönem çersnde ve ncelenen sektörler bazında doğrudan yabancı yatırımların sthdamı olumsuz etkledğ sonucuna varılmıştır. Sektörlere özel tahmnde se en fazla negatf etknn malat sanay sektöründe gerçekleştğ sonucuna varılmıştır. Çalışmada ulaşılan amprk sonucun teork açıklamalara uygun olduğu görülmektedr. Doğrudan yabancı yatırımların büyük br kısmının brleşme ve satın alma faalyetlernden oluştuğu Türkye gb ekonomlerde sthdam olumsuz etkleneblmektedr. Çünkü teork olarak doğrudan yabancı yatırımların yen yatırım yapılması durumunda sthdamı olumlu etklemes beklenmektedr. Anahtar Kelmeler: Doğrudan Yabancı Yatırım, İsthdam, Panel Ver Brm Kök Test, Panel Ver Koentegrasyon JEL Kodu: F21, E24 The Effects of Foregn Drect Investment on Employment: A Panel Data Analyss Abstract Whle theores examnng the effects of foregn drect nvestment on employment generally clam the posve effect of FDI, some emprcal studes provdes reverse evdence. In ths study, the effect of FDI on employment n Turkey s nvestgated employng panel data test and estmaton methods and usng annual data for the perod 1992-2006 for four sectors. Havng done panel data un root and panel co-ntegraton tests, the results of panel contegraton model reveals that FDI negatvely affects employment for the sectors and n the perod consdered. In addon, sector specfc estmatons mply that, among the four sectors, FDI nflows to manufacturng sector have the bggest negatve mpact on employment. These results are expected for economes such as Turkey n whch large part of FDI nflows occurs n the form of merger wh and buyng of establshed frms snce FDI nflows theoretcally have a posve effect on employment when FDI nflows results n a new nvestment. 2
Keywords: Foregn Drect Investment, Employment, Panel Data Un Root Test, Panel Data Contegraton JEL Classfcaton: F21, E24 GİRİŞ Doğrudan yabancı yatırımlar (DYY) başta üretm olmak üzere hracat, sthdam teknolojk gelşme, yen üretm ve yönetm blgs le rekabet alanlarında öneml etkler meydana getrmektedr. Gelşmekte olan ülkelerde (GOÜ) şszlğn artması ve şszlğn yol açtığı ekonomk ve sosyal sorunlar, şszlğn azaltılmasında yerel kaynakların yeterszlğ, yerl kaynaklara alternatf olarak yabancı kaynakların önemn arttırırken, borç yaratmayan br sermaye transfer olarak doğrudan yabancı yatırımlara lgy arttırmıştır. Gelşmş ülkelerdek yüksek şgücü malyetlerne karşılık GOÜ lerdek düşük ücretlern varlığı, üretm faalyetleryle brlkte sthdamın dağılımını da etklemektedr. Yabancı yatırımın yapıldığı bölgelerde doğrudan ve dolaylı sthdam artışları olurken, yatırım veren ülkelerde tam ters br durumu ortaya çıkablmektedr. Ancak DYY le sthdam arasındak bağın brçok faktörden etklenmes ve bu faktörler açısından ülkelern farklılaşması, DYY ların sthdam üzerndek etkleryle lgl olarak genel geçer kuralların oluşturulmasını engellemektedr. Bu konudak leratür genelde DYY 1arın sthdam üzerne olumlu etkler olacağını ler sürmesne rağmen, bazı amprk çalışmalar teork olarak beklenen olumlu etknn her zaman gerçekleşmeyebleceğn, DYY ların sthdam etklernn farklı zamanlarda farklı bçmlerde ortaya çıkableceğn göstermştr. 1 Yabancı yatırımcının ülkey seçme amacı başta olmak üzere üretm teknğ, yatırım yapılan sektör, yatırımın büyüklüğü, ülkeye gelme bçm gb br çok faktör sthdam etkler üzernde belrleyc olmaktadır. Türkye ekonomsnde son yıllarda yaşanan olumlu ekonomk gelşmelere rağmen, şszlk oranının hala yüksek düzeylerde olması sthdam yaratacak alternatf polkaların önemn arttırmakta ve özellkle son yıllarda Türkye ekonomsne gelen DYY mktarındak artış DYY ın sthdam üzerndek etklern araştırılmasını teşvk etmektedr. Fakat, Türkye ekonomsndek DYY- sthdam lşks üzerne çok az çalışma yapılmış ve yapılan çalışmalar genelde DYY ların makroekonomk etkler üzernde yoğunlaşmıştır. Bu çalışmada DYY ların Türkye dek sthdam sevyesn nasıl etkledğ panel ver test ve tahmn yöntemler kullanılarak tahmn edlmştr. Çalışmadan elde edlen sonuçlar, en azından ncelenen sektörler ve zaman dlm çn, Türkye örneğ bağlamında DYY le sthdam arasındak lşknn anlaşılmasına yardımcı olacaktır. 1 Bu konuda daha fazla blg çn, örneğn, Knoedler (2000), Golejawska (2001) ve McDonalds ve ark. nın (2002) çalışmalarına bakılablr. 3
Brnc bölümde DYY teorler sthdam etkler boyutunda ncelenmekte ve Türkye de DYY ve sthdam le lgl gelşmelere yer verlmektedr. İknc bölümde kurulan sthdam modeln tahmn etmek çn gerekl verler, model ve panel brm kök modeller anlatılarak, modeldek serler çn panel brm kök ve panel koentegrasyon testler yapılmıştır. Üçüncü bölümde panel koentegrasyon testler ve panel koentegrasyon modeller hakkında blg verlerek modeldek panel koentegrasyon test sonuçları açıklanıp panel koentegrasyon lşksnn olduğu model tahmn edlmş ve sonuç bölümünde se bu çalışmadan elde edlen bulgular sunulmuştur. 1-Leratür Araştırması 1.1-Doğrudan Yabancı Yatırımların İsthdam Etklern Açıklamaya Yönelk Teorler Doğrudan yabancı yatırım br şrketn üretmn, kurulu bulunduğu ülkenn sınırlarının ötesne yaymak üzere ana merkeznn dışındak ülkelerde üretm tess kurması veya mevcut üretm tessn satın alması olarak tanımlanmaktadır (Seydoğlu, 2003; 718). DYY lar ın sthdam üzernde meydana getreceğ etkler, yatırımcıların yabancı br ülkede yatırım yapma nedenler ve yapılan doğrudan yabancı yatırımın gelşm sürec le lgl görülmektedr. DYY lar le sthdam arasındak lşklern teork temeller le lşklendrlen teorler; serbest tcaret teors, coğrafya ekonomler ve kaynağa dayalı teorler (resourcebased theores) olarak sıralamak mümkündür (Golejewska, 2001) ; (McDonald, Tuselman and Hese, 2002). Serbest tcaret teorsnde tamamlayıcı faalyetlerle brlkte, kaynak dağılımında etknlk artışının yol açacağı etklere dkkat çeklmektedr. Bu teorye göre DYY ların sthdam üzerndek etkler, yatırım aşamalarına bağlı olmaktadır. Yabancı yatırımın lk aşamasında yerel pyasalara yönelk, katma değer düşük üretm yapılmakta ve bu aşamada sthdam etkler sınırlı kalmaktadır. İknc aşamada ekonomk faalyetlerdek artış üretm malyetlern yükseltmekle brlkte, yerel şgücünün nelğnn gelşmes, yatırımın sermaye ve teknoloj yoğunluğunun yükselmesyle vermllk artışının katkısı daha fazla olmaktadır. Bu aşamada yerl üretcler ve dağıtıcılarla bağlantılar güçlenmekte, sthdam hem hacm hem de nelk olarak gelşmektedr. Üçüncü ve son aşamada se küresel üretme entegrasyon le söz konusu bölgeler emek yoğun üretmn yapıldığı hracat platformlarına dönüşmekte, artan vermllk daha fazla ve daha nelkl şgücü sthdamına olanak sağlamaktadır (Mckewcz, 2002; p.30). 4
Yen tcaret teorsnn br uzantısı olan coğrafya ekonomler (geographcal economcs) teorsnde DYY ların sthdam etkler ağ ekonomler 1 kapsamında değerlendrlmekte ve yatırımların tamamlayıcılık özellkler le lşklendrlmektedr. Yapılan her br yatırım kendsyle lşkl yen yatırımların yapılmasını teşvk etmektedr. Bu teorye göre yatırım yapıldığında; başta yatırımla lgl alıcılar, satıcılar, sektör le lgl dğer kuruluşlar ve rakp frmalar olmak üzere, brçok ktsad brm yatırımın bulunduğu bölgeye çekecek dışsallık sağlamaktadır. Çekm alanında ekonomk faalyetlern toplanması, yaratılan snerj ve olumlu dışsallıklar bölgede rekabet gücünün temel kaynağı olmakta, vermllk, üretm ve sthdam artışına yol açmaktadır (Ron and Peter, 1996; p.259). Yen ekonomk coğrafya modelnde se coğrafya ekonomlernden farklı olarak negatf dışsallıklar üzernde durulmaktadır. Bu modele göre ekonomk faalyetlerdek toplanmanın, bell br düzeyden sonra başta faktör fyatlarının yükselmes olmak üzere çeşl negatf dışsallıklara yol açacağı öne sürülmektedr. Yatırım hareketllğnn yüksek olduğu uluslar arası pyasalarda faktör fyatındak ve buna bağlı olarak üretm malyetlerndek yükselme, yatırımla brlkte üretm ve sthdam olanaklarının da yer değştrmesne yol açmaktadır. Yatırımın gtğ yen bölgelerde sthdam artarken, negatf dışsallıkların görülmeye başlandığı bölgelerde se başlangıçtak olumlu sthdam etklernn yern zamanla olumsuz etklere bıraktığı öne sürülmektedr (Krugman, 1991; p.489). Kaynağa dayalı üretm teorsne göre se; uluslar arası pyasalarda rekabet gücünü arttırmak çn, üretm tamamlayıcı faalyetlern her brnn kârlılık açısından en uygun üretm bölgelernde gerçekleştrlmes öngörülmektedr. Üretm açısından stratejk kaynaklara, nelkl şgücüne sahp ve kalel üretmn gerçekleştrldğ yerel üretm bölgelernn uluslar arası üretm ağlarına entegre olması, söz konusu bölgelern uluslar arası üretm açısından cazbesn arttırırken bu bölgelerde üretm ve sthdamın da kaynağını oluşturmaktadır (McDonald ve ark., 2002; p. 40). DYY ların sthdam üzerndek etklerne ayrıntılı yer veren 1994 Dünya Yatırım Raporuna göre doğrudan yabancı yatırımların sthdam üzerndek etkler doğrudan ve dolaylı etkler olarak gruplandırılmaktadır. Yatırımın yapılmasıyla brlkte görülen doğrudan sthdam etkler yen yatırım yapma, üretm kapasesn genşletme ya da kapase kullanım oranını yükseltme durumunda ortaya çıkmaktadır (Rolf, 1994; p.6). DYY ların ekonomde yol açtığı değşmeler sonucu ortaya çıkacak etkler se dolaylı etkler olmaktadır. Dolaylı etklerden br kısmı yerl-yabancı yatırım arasındak tamamlayıcılık lşkler sonucu ortaya çıkmakta ve 1 Ağ ekonomler ekonomk faalyetlern toplanması sonucu oluşan pozf dışsallıkları fade etmek çn kullanılmıştır. 5
Hrschman ın yatırım teors le açıklanmaktadır (Lal, 1995; p. 521). Bu teorye göre yapılan br yatırım yen yatırımları teşvk ederek dnamk br gelşme sürec başlatmakta, ler ve ger besleyen ya da bağlantılı dğer yatırımları uyararak sthdamı arttırmaktadır (Rolf, 1994; p. 6). İthal edlen hammadde ve grdlern yerl üretmnn gerçekleştrlmes ve söz konusu üretm grd olarak kullanan yen frmaların kurulması durumunda sthdam artışı daha fazla olmaktadır. Dğer yandan ekonomde yen yatırımları teşvk edecek dışsallıkların oluşması, rekabet artışı, teknolojk gelşme, yen yönetm ve üretm teknklernn kullanılması, yabancı yatırımcının kazançlarını ev sahb ülkede yen yatırımlara dönüştürmes, devletn yabancı yatırımcıdan elde ettğ verg gelrlern yen yatırımların fnansmanında kullanması se sthdamı dolaylı olarak arttıran gelşmelere örnek verleblr. Tahmn edlmes ya da ölçülmes oldukça zor olan dolaylı etkler, sthdamı arttırma potansyelyle brlkte, sthdamı azaltma rskn de taşımaktadır. Yan doğrudan yabancı yatırımların dolaylı etkler söz konusu olduğunda, sthdam etkler olumlu veya olumsuz olablmektedr. Yabancı yatırımın yerl üretm kame etmesyle, yerl üretmn azalmasına ya da kapanmasına yol açan gelşmelerde ve yabancı üretmle brlkte hal grd kullanımının arttığı durumlarda sthdam olumsuz etklenmektedr (Knoedler, 2000; p.44). DYY ların sthdam üzerndek olası etklernden hangsnn gerçekleşeceğ başta yatırımcının amacı olmak üzere, üretm teknğ, yatırım yapılan sektör, yatırımın büyüklüğü, ülkeye gelş bçm gb brçok faktörden etklenmektedr (Golejewska, 2001; p.103). İşgücü malyetlern düşürmey hedefleyen yatırımcıların, üretmlernn emek yoğun süreçlern şgücü malyetlernn düşük olduğu GOÜ lere kaydırması, bu ülkelerde üretm ve sthdam artışına yol açmaktadır. Genş pyasalardan yararlanmak çn gelen yatırımlarda sthdama katkı sınırlı düzeyde kalırken, kıt kaynaklara yapılan yatırımların sermaye yoğun teknkler kullanarak sthdama katkı yapmadıkları öne sürülmektedr (Marott ve Pscello, 2001; p.421). Emek yoğun üretm teknğ sermaye yoğun üretm teknğne göre daha fazla sthdam olanağı sağlarken, malat sanaynde bu etkler daha da fazla olmakta, tarım ve madenclk sektöründe se sınırlı düzeyde kalmaktadır. DYY ların ülkeye gelme bçmler açısından ncelendğnde en fazla sthdam katkısının yen yatırımlar tarafından sağlanacağı öne sürülmektedr (McDonald ve ark., 2002; p.40). Brleşme ve satın almalar le özelleştrme faalyetlernde se katkının sınırlı düzeyde hatta negatf olacağı beklenmektedr (Golejewska, 2001, p.103; Lal,1995; p. 522). Brown and Ranes e (2000) göre DYY ların sthdam üzerndek etklernn kısa ve uzun vadede değşebleceğ öne sürülmektedr. Uzun vadede DYY ların sthdamı arttırıcı 6
etkler söz konusu olmakla brlkte kısa dönemde sthdamda azalmalar ortaya çıkablmektedr. 1.2- Doğrudan Yabancı Yatırım-İsthdam Etkler İle İlgl Amprk Çalışmalar Yapılan amprk çalışmalardak bulgular da teorler destekler nelkte güçlü pozf etkler le zayıf negatf etkler arasında değşmektedr. Rolf un (1994) yaptığı çalışmaya göre Amerka da otomobl sektörüne yapılan Japon yatırımları lk başta yen yatırımları teşvk etmş, yüksek ücretl ş olanakları sağlayarak sthdamı arttırmıştır. Ancak daha sonrak aşamada Amerkan otomobl üretcler üzernde baskı oluşturarak, net sthdam kayıplarına neden olmuştur. Golejewska nın (2001) çalışmasında 1993 2000 yılları arasında Polonya da yapılan DYY ların sthdam üzerndek etkler araştırılmıştır. Bu çalışmada DYY ların en fazla motorlu araçlar üretmnde olmak üzere sırayla, moblya üretm, elektrkl araçlar, plastk ürünler ve gıda üretmnde sthdamı arttırdığı ve bu sektörlerdek sthdam artışının % 55 nn yabancı yatırımlardan kaynaklandığı tesp edlmştr. Yne aynı çalışmada cam, metal eşya ve tekstl ürünlernde sektörde toplam sthdam azalırken, bu sektörlerde doğrudan yabancı yatırımların payının arttığı, hazır gym ve ayakkabı sektöründe se hem sektörel sthdamın hem de toplam sthdam çnde doğrudan yabancı yatırımcıların payının düştüğü fade edlmektedr. Ülke grubu ya da brlk düzeynde DYY ların sthdam üzerndek etklern nceleyen çalışmalar da bulunmaktadır. Mckewcz n (2000) çalışmasında Merkez Avrupa ülkelernde (Çek Cumhuryet, Macarstan, Slovakya ve Estonya) 1993 1996 yılları arasında DYY ların sthdam üzerndek etkler araştırılmıştır. Çalışmada dört ülkede de sthdamın doğrudan yabancı yatırımlardan olumlu etklendğ, ancak sthdam artışındak düzeyn ülkeler arasında farklılaştığı görülmüştür. En fazla sthdam artışının se %78 lk artışla Macarstan da gerçekleştğ belrlenmştr. Türkye de DYY larla lgl çalışmalar genelde DYY ların makroekonomk etkler üzernde yoğunlaşmış ve sthdam etklern araştıran çok az çalışma yapılmıştır. Cömert n (2000) çalışmasında 1983 1992 yılları arasında doğrudan yabancı sermayenn portföy yatırımlarıyla brlkte sthdama öneml ölçüde katkı sağladığı sonucuna varılmıştır. Karagöz (2007) se Türkye de DYY ların sthdam üzerndek etklern 1970-2005 dönem çn zaman serler analz le araştırmış ve DYY lar le sthdam arasında anlamlı br lşknn olmadığı sonucuna varmıştır. 1.3- Türkye de Doğrudan Yabancı Yatırımlar ve İsthdamın Gelşm 7
Teknolojk gelşmeyle tcaret ve yatırımlar üzerndek engellern kaldırılmasına yönelk lberal polkalarla brlkte küresel düzeyde DYY ların hızla arttığı görülmektedr. 2000 yılında 1,4 trlyon ABD Doları le rekor sevyeye ulaşan doğrudan yabancı yatırımlar 2000-2003 yıllarında azalma sürecnden sonra tekrar yükselmeye başlayarak 2006 yılında 1,2 trlyon ABD Dolarına ulaşmıştır. DYY larda görülen bu yüksek artışın en öneml kaynağı başta sınır ötes brleşme ve satın alma şlemler olmak üzere yenden yatırımlara dönüştürülen kazançlar le gelşmekte olan ve geçş ekonomlerne yapılan yen yatırımlardan kaynaklanmıştır (UNCTAD-WIR, 2007). 2004 yılından 2005 yılına %88 oranında artan brleşme ve satın almaların 2005 yılında toplam DYY lar çndek payı %78 e yükselmştr. Brleşme ve satın almalar çnde üretm sektörünün payı azalırken, hzmetler sektörünün payı artmakta, özellkle de fnans ve telekomünkasyon sektöründe br yoğunlaşma görülmektedr. DYY ların ülkeler arasındak dağılımı ncelendğnde, doğrudan yabancı yatırımların büyük br kısmının GÜ lern kend aralarında gerçekleştğ, GOÜ lere gden DYY ların payının gderek daha da azaldığı görülmektedr. 2004 de %39 olan GOÜ lern payı, 2005 de %36 ya, 2006 da se %30 a düşmüştür ( Hazne Müsteşarlığı, DYY Raporu, 2006). Türkye de doğrudan yabancı yatırımların ortaya koyduğu genel eğlmler dünya ekonomsnde gerçekleşen doğrudan yabancı yatırımlarla paralellk göstermektedr. Tablo 1 de 1995 2006 yılları arasında Türkye ye gelen DYY mktarları verlmştr. Tablo1: Türkye ye Doğrudan Yabancı Yatırım Grş (Mlyon Dolar) 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 885 722 805 940 783 982 3352 1137 1752 2883 9801 20168 Kaynak. Hazne Müsteşarlığı, Doğrudan Yabancı Yatırımlar Raporu, 2006 1990 lı yıllarda yabancı sermaye yatırımlarına bakış açısının değşmesyle zaman zaman konjonktüre bağlı değşmeler gözlenmekle brlkte, genel eğlmn DYY grşlernde artış şeklnde olduğu görülmektedr. 1995 2000 yılları arasında ortalama 853 mlyon ABD Doları düzeynde gerçekleşen DYY grş, 2005 yılında 9.8 mlyon Dolara, 2006 yılında se 20,2 mlyon Dolara yükselmştr. Tablo 2: Doğrudan Yabancı Yatırımlar/ Sab Sermaye (Ortalama) Yıllar Türkye Dğer GOÜ'ler 1980 0.2 1,2 1990 2.0 4,1 2000 2.0 16,2 2001 12,7 13,7 2002 3,7 10,4 2003 4,7 9,8 2004 5,4 12,9 2005 13,8 12,6 2006 23,7 13,8 Kaynak: Hazne Müsteşarlığı, Doğrudan Yabancı Yatırımlar Raporu, 2006 8
DYY lardak artışla brlkte DYY ların sab yatırımlar çndek payının da yükseldğ görülmektedr. Türkye le dğer GOÜ lerde 1980 2006 yılları arasında DYY ların sab sermaye çndek payının değşm Tablo 2 de görülmektedr. 2004 yılına kadar sab yatırımlar çnde doğrudan yabancı yatırımların payı dğer GOÜ lern ortalamasına göre oldukça düşüktür. Ancak son yıllarda DYY grşlerndek artışlarla brlkte 2005 yılında dğer gelşmekte olan ülkelern ortalamasını yakaladığı 2006 yılında se nerdeyse kye katladığı görülmektedr. Türkye ye gelen DYY larla lgl br başka dkkat çekc gelşme se DYY ların sektörel dağılımında görülen değşklklerdr. Türkye ye gelen DYY ların sektörel dağılımı ve 2003 2007 yılları arasındak değşm Tablo 3 de verlmştr. Tablo 3: Doğrudan Yabancı Yatırımların Sektörel Dağılımı Yıllar 2003 2004 2005 2006 2007 İmalat sanay 448 190 785 1.866 4.207 Madenclk ve Taşocakçılığı 4 73 40 122 338 Toptan ve Perakende Tcaret 92 72 68 1166 182 Mal Aracı Kurumların Faalyetler 51 69 4018 6957 11439 Kaynak: UNCTAD, World Investment Report, 2007 Tablo3 ten de görüldüğü gb 2003 yılında en fazla yabancı yatırım alan sektör malat sanaydr. İmalat sanayn toptan ve perakende tcaret le mal aracı kurumların faalyetler zlemektedr. DYY ların gelş bçmler çnde brleşme ve satın almalar % 70 80 gb öneml br yer tutarken, en fazla brleşme ve satın alma fnans ve telekom alt sektörlernde olmuştur (UNCTAD WIR, 2007). DYY lar da görülen olumlu gelşmeden şszlk ve sthdam alanında söz etmek mümkün değldr. İşszlk sorunu Türkye nn çok uzun yıllardan ber süregelen öneml br sorunudur. 1990 yılında % 8,2 olan şszlk oranı, 2000 yılında % 6.8 sevyesne düşmüş, 2000 yılında yaşanan krzden dolayı 2001 yılında % 8.5 düzeyne, 2002 yılında %10.6 ya yükselmştr. 2002 yılından baren ekonomk büyümeye rağmen şszlk azaltılamamış, 2006 ve 2007 yılarında % 10 un üzerne çıkan şszlk oranları Türkye y OECD ülkeler arasında dördüncü sıraya yükseltmştr. Brleşmş Mlletler Kalkınma Programı nın (UNDP) "Türkye 2008 - İnsan Gelşme Raporu"na göre de Türkye nn genç şszlk açısından 177 ülke arasından 10 uncu sırada yer aldığı görülmektedr. Yüksek düzeyde şszlğn söz konusu olduğu Türkye de şszlğn OECD krerlerne göre ölçülmes sorunun önemn daha da arttırmaktadır. Türkye de tarımın payının büyük ve 9
ücretsz ale şçlğnn yaygın olması, şgücüne katılma oranının düşük olması ve şszlk sgortasının olmayışı, kayıt dışı sthdam ve marjnal şlern yaygın olması aslında şszlğn raporlara yansıdığından çok daha yüksek boyutlarda olduğunu göstermektedr. 2. Verler ve Panel Brm Kök Testler 2.1 Verler ve Model Türkye ye gelen DYY ın sthdam üzerne etksn araştırmak çn Türkye çn DYY ın yoğun olarak gerçekleştğ aşağıdak dört sektöre lşkn 1992-2006 yıllık verler elde edlerek tahmn yapılmıştır. Sektörler; 1- İmalat Sanay 2- Mal Aracı Kuruluşlar 3- Toptan ve Perakende Tcaret 4- Madenclk ve Taşocakçılığı Verlern elde edleblrlğne göre bu dört sektör ve zaman dlm seçlmştr. İsthdam ve 1992 2001 yılları arası DYY verler (mlyon ABD Doları cnsnden) OECD ver tabanından elde edlmştr. 2002 2006 yılları arası DYY verler T.C. Hazne Müşteşarlığı nternet sesnden mlyon ABD Doları cnsnden elde edlmştr. GSYİH verler TCMB ver tabanından YTL olarak elde edlp, ABD Doları cnsnden tanımlanmıştır. IMF IFS ver tabanından USA GDP deflator vers kullanılarak serler reel hale getrlmştr. Bu blglerden sonra Türkye çn sthdam modeln tahmn etmek çn kullanılan değşkenler ve değşkenlern zaman ve kes boyutu şu şekldedr: IST = sthdam, t = 15 ve = 4 sektör; DYY = Reel doğrudan yabancı yatırımlar, t = 15 ve = 4 sektör; GSYİH = Reel gayrsaf yurtç hasıla, t = 15 ve = 4 sektör; Çalışmada kullanılan model; İST GSYIH e t 1,..., T; 1,..., N 1 DYY 2 Bu denklemde İST; sthdamı, GSYİH; gayrsaf yurtç hasılayı, DYY yurtçne yönelk doğrudan yabancı yatırımları ve e se hata termn göstermektedr. Teork olarak GSYİH nın katsayısı pozf olarak beklenrken, DYY nn katsayısının nasıl olacağı konusunda önceden kesn br beklent yoktur. 2.2. Panel Brm Kök Testler ve Sonuçları Modeln tahmnnden önce verlerde durağanlığının sağlanıp sağlanmadığının kontrol edlmes gerektğnden değşkenler çn panel brm kök testler yapılmalıdır. Leratürdek en 10
yen testler arasında Levn ve Ln (LL) (1992), Im, Pesaran ve Shn (IPS) (1995, 1997), Maddala ve Wu (MW) (1999) ve Hadr (2000) tarafından gelştrlen testler bulunmaktadır. LL, IPS ve MW testler boş hpotez olarak brm kökün varlığını ler sürerken, Hadr nn testnde boş hpotez serler durağandır şeklndedr. LL testnde y * y, t1 p L1 y L, tl z u regresyonu tahmn edlmektedr. Bu denklemde z sab, sab etkler ve bas trend gb modeln determnstk bleşenlern göstermektedr. Bu yöntemde dnamk otoregresf değşkenn katsayısının tüm panel üyeler çn homojen olduğu ( ) varsayımı yapılmaktadır. Boş hpotez ve alternatf hpotez sırasıyla aşağıdak gbdr; * * H : ( 1) 0 ve H : 0 (tüm ayrı serler durağandır). 0 1 Levn ve Ln (1992) nn yöntemnde her br kes ver çn değşen varyans problem düzeltlerek ayrı ayrı ADF test yapıldıktan sonra braraya getrlmş t statstğ hesaplanmaktadır. IPS se nn paneldek her br ser çn farklı bçmde değşebldğn, nn paneldek her br ser çn heterojen olduğunu, varsaymıştır. Ayrıca her br ser farklı geckme uzunluklarına sahp olablmektedr. Bu nedenle bu test LL testnn daha genel br haldr ve Im, Pesaran ve Shn, testlernn LL testne göre daha yüksek güce sahp olduğunu göstermşlerdr (Maddala ve Wu; 1999). IPS yöntemnde kullanılan model; y y *, t1 p L1 y L, tl z u bçmnde ve boş hpotez ve alternatf sırasıyla; H * * : ( 1) 0 ve H : 0 (en az br kes sers çn). 0 1. bçmndedr. IPS testnn alternatf hpoteznde paneldek en az br sernn durağan olduğu dda edlmektedr. Bu yöntemde her br kes çn hesaplanan ayrı ADF brm kök statstklernn ortalaması alınmaktadır: t 1 N N 1 t Im, Pesaran ve Shn (1995, 1997) test statstklernn normal dağıldığını göstermşlerdr. Maddala ve Wu (1999) her br kes çn brm kök tahmnnden elde edlen boş hpotezn reddedldğ anlamlılık düzeylernn brleştrlmesne dayanan Fsher ADF ve Fsher PP testlern önermşlerdr. Bu testte 11
N P 2 ln statstğ 2N serbestlk dereces le 1 p 2 dağılımına sahptr. Testtek p se her br kes çn breysel brm kök testnden elde edlen p değerdr. Maddala ve Wu (1999) Fsher tp testn IPS ve LL testlerne göre daha başarılı olduğunu göstermşlerdr. Bu çalışmada IPS test le Maddala ve Wu nun önerdğ Fsher ADF ve Fsher PP testler kullanılarak panel brm kök testler yapılmıştır. Tablo 4 panel brm kök testler sonuçlarını göstermektedr. Tablo 4: Panel Brm Kök Testler H 0 : Paneldek her br serde brm kök vardır IPS Sevye Brnc Fark Değşkenler Sab Sab ve Trend Sab Sab ve Trend DYY 2.58 (0.99) 3.77 (0.99) -0.73 (0.23) -0.35(0.35) İST 2.12 (0.98) 0.03 (0.51) -5.01 (0.00) * -3.43 (0.00) * GSMH 2.22 (0.98) 1.58 (0.94) -2.67 (0.00) * -2.49 (0.00) * Fsher ADF Sevye Brnc Fark Değşkenler Sab Sab ve Trend Sab Sab ve Trend DYY 7.99 (0.43) 2.01(0.98) 20.01(0.00) * 16.83 (0.03) ** İST 2.53 (0.96) 6.19 (0.62) 35.89 (0.00) * 24.53 (0.00) * GSMH 1.86 (0.98) 3.02 (0.93) 20.50 (0.00) * 19.18 (0.01) * Fsher PP Sevye Brnc Fark Değşkenler Sab Sab ve Trend Sab Sab ve Trend DYY 5.83 (0.66) 1.44 (0.99) 21.79 (0.00) * 18.10 (0.02) ** İST 2.46 (0.96) 5.70 (0.68) 39.03 (0.00) * 26.16 (0.00) * GSMH 0.75 (0.99) 0.97 (0.99) 20.72 (0.00) * 19.14 (0.01) * Notlar: IPS test çn parantez çndek rakamlar ortalama t statstklerne lşkn p değerlerdr. Fsher ADF ve 2 Fsher PP testler çn parantez çndek rakamlar ADF-Fsher ve PP-Fsher statststklerne lşkn p değerlerdr. * statstğn %1 anlamlılık düzeynde anlamlı olduğunu göstermektedr. ** statstğn en az %5 anlamlılık düzeynde anlamlı olduğunu göstermektedr. Tablo 4 dek IPS ve Fsher ADF testlerndek geckme uzunlukları Schwarz blg krerne göre seçlmştr. Testlern hepsnde paneldek her br serde brm kök vardır şeklndek boş hpotez reddedlmemektedr. Fakat serlern brnc farkı alındığında DYY çn IPS test harcnde tüm serler çn boş hpotez reddedlmektedr. Br dğer deyşle, IPS testndek DYY harcnde tüm serler brnc dereceden entegredr. Serler hem kes ver hem de zaman sers boyutunda yeterl uzunlukta olmadığı durumlarda panel brm kök testler kesn sonuç vermemektedr (Harrs ve Solls; 2003:200). Ayrıca, Karlsson ve Lothgren (2000) yapmış oldukları Monte Carlo smulasyon çalışmalarında LL ve IPS testlernn gücünün; 1) paneldek serlern sayısındak artışla, 2) her br serdek zaman boyutunun büyüklüğü le ve 3) paneldek durağan serlern sayısındak artışla brlke monotonk olarak arttığını göstermştr. Bu nedenle Karlsson ve Lothgren (2000), LL ve IPS testlernn zaman boyutunun kısa olduğu serlerde hatalı bçmde sernn durağan olmadığı yönünde sonuç verdğ konusunda araştırmacıları uyarmışlardır. Bu çalışmada kullanılan serlern hem zaman 12
hem de kes ver boyutu oldukça kısa olduğu çn Fsher ADF ve Fsher PP testlerndek sonuçlara dayanarak tüm serlern sevye barı le durağan olmadıkları fakat fark barı le durağan oldukları, I(1), sonucuna varılablr. 3. Panel Koentegrasyon Testler ve Panel Koentegrasyon Model Tahmn 3.1 Panel Koentegrasyon Testler ve Sonuçları Serlern brnc dereceden entegre olduklarını belrledkten sonra, knc aşamada eğer serler arasında uzun döneml lşk varsa serler arasında koentegresyon olup olmadığını test etmek gerekr. Leratürdek panel koentegrasyon testler k yaklaşıma dayanılarak yapılmaktadır; ) tek denkleml panel koentegrasyon testler, örneğn, Kao (1999), Pedron (1995, 1999) ve McKoskey ve Kao (1998), ) çok denkleml panel koentegrasyon testler, örneğn, Larsson, Lyhagen ve Lothgren (2001). Kao (1999) ve Pedron (1995, 1999) nn testler koentegrasyon yoktur boş hpotezn ler sürerken Mckoskey ve Kao (1998) nun test koentegrasyon vardır boş hpotezn ler sürmüştür. Kao (1998) n gelştrdğ koentegrasyon test standart Engle-Granger k aşamalı koentegrasyon testne oldukça benzemektedr; y x z e Bu denklemde y ve x serlernn durağan olmadığı varsayılmaktadır. Bu testte tahmn edlen bu denklemn hata termler kullanılarak aşağıdak ADF tp test tahmn edlr; eˆ eˆ k, t1 eˆ, t j j1 v Tahmnden sonra serler arasında koentegrasyon yoktur boş hpotezne karşılık, ( H0 : 1), y ve x serler arasında koentegrasyon vardır alternatf hpotez, ( H1 : 1), test edlr. Pedron (1995, 1999) panel serlerde koentegrasyon lşksnn varlığını test etmek çn dört tane boyut-ç statstk ve üç tanes boyutlar-arası statstk olmak üzere yed çeş test gelştrmştr. Pedron (1995, 1999) nn yöntem bu çalışmada kullanılan değşkenler kullanılarak gösterlecek olursa; İST 1 DYY 2 GSYIH e Bu modelde sektörlere özel sab etkler ve özel dnamk etkler temsl etmektedr. Bu modelden tahmn edlen hata termler kullanılarak koentegrasyon yoktur bçmndek boş hpotez test edlr; eˆ eˆ, t1 v 13
Dört tane boyut-ç statstkler paneldek farklı kesler çn otoregresyon katsayılarının ( br araya getrlmes le elde edlmektedr; H : 1 tüm ler çn 0 H : 1 tüm ler çn. 1 Üç tane boyutlar-arası statstk se her br kes çn tahmn edlen otoregresyon katsayılarının ortalaması alınmasına dayanmaktadır; H : 1 tüm ler çn 0 H : 1 tüm ler çn. 1 Boyut-ç testlern üç tanes otokorelasyonu düzelten parametrk olmayan testlerdr; ) parametrk olmayan varyans oranı statstğ, ) Phllps-Perron rho-statstğne benzeyen test; ) Phllps-Perron t-statstğne benzeyen test. Dördüncü test se ADF statstğne benzeyen parametrk testtr. Boyutlar-arası testlern k tanes sırasıyla Phllps-Perron rho ve t statstğne benzeyen parametrk olmayan testlerdr ve br tanes se ADF test statstğne benzeyen parametrk testtr (Harrs and Solls; 2003:201-203). Pedron ayrıca bu testlern aşağıdak bçmde standart normal dağıldığını göstermştr: P N, T N N(0,1) v Burada P N,T panel koentegrasyon katsayısı, µ ve v se bu testler hesaplamada kullanılan kes serlern ortalaması ve varyansıdır. µ ve v nn alacağı değerler modeldek bağımsız değşken sayısına ve modelde sab ve/veya trend olup olmamasına bağlıdır. Kao ve Pedron tarafından gelştrlen bu testler Engle-Granger k aşamalı koentegrasyon testne oldukça benzeyen testlerdr. Larsson vd. (2001) tarafından gelştrlen çok denkleml test se Johansen (1995) tarafından gelştrlen test kullanmaktadır. Bu testtek panel olablrlk oranı her br kesn rank trace statstğnn ortalamasına dayanmaktadır. Bu yöntemde paneldek her br kes çn ver oluşma sürec aşağıdak VAR denklem bçmnde gerçekleştğ varsayılır: Y k 1 k Y, tk : N p (0, ) ve =1,...,N. Bu modeln hata düzeltme model bçmnde gösterm; Y Y, t1 k 1 k1 Y k, tk Bu denkleme dayanarak Johansen olablrlk oranı ) 14
tr T n r1 ln( 1 ˆ ) bçmnde yazılablr. Bu eşlkte ˆ, matrsnden elde edlen özdeğerlerdr. Bu testte paneldek tüm keslern hata düzeltme modelndek p tane değşken arasında aynı sayıda r =r koentegrasyon lşksne sahp olup olmadığına bakıldığından; H 0 : rank( ) r r tüm = 1,, N çn H1 : rank( ) p tüm = 1,, N çn Burada pxp boyutunda br matrstr (p; değşken sayısı). Bu testte panel olablrlk oranı her br kesn trace statstğnn ortalaması bçmnde tanımlanmaktadır. Tablo 5, koentegrasyon yoktur boş hpoteznn %1 anlamlılık düzeynde reddedldğ yönünde sonuç veren Kao (1999) koentegrasyon testn göstermektedr. Bu test sonucuna göre paneldek serler arasında koentegrasyon lşks vardır. Tablo 5: Kao Panel Koentegrasyon Test Sonucu t-statstğ Prob. ADF -2.68 00037 * Not: * smges statstğn %1 anlamlılık düzeynde anlamlı olduğunu göstermektedr. Tablo 6 dek Pedron koentegrasyon test sonuçlarına göre her k modelde de 7 statstğn altısında koentegrasyon yoktur bçmndek boş hpotez reddedlememektedr. Bu sonuçlara göre serler arasında koentegrasyon lşks yoktur. Tablo 6: Pedron Panel Koentegrasyon Test Sonuçları H 0 : Koentegrasyon Yoktur Sab Sab ve Heterojen Trend Test: Boyut-İç (Ortak Ar Katsayısı) İstatstk (Prob.) İstatstk (Prob.) Panel V İstatstğ -1.55 (0.11) 4.19 (0.00) * Panel Rho İstatstğ 1.51 (0.12) 0.48 (0.35) Panel Pp İstatstğ 0.83 (0.28) -1.11(0.20) Panel Adf İstatstğ 0.82(0.28) -1.16(0.20) Test: Boyutlar-Arası (Farklı Ar Katsayısı) İstatstk (Prob) İstatstk (Prob) Grup Rho İstatstğ 2.24 (0.03) * 1.36 (0.15) Grup Pp İstatstğ 1.49 (0.13) -1.34 (0.16) Grup Adf İstatstğ 1.52 (0.12) -1.17 (0.20) Not: Modeldek geckme uzunlukları Schwarz blg krerne göre seçlmştr. * statstğn %5 anlamlılık düzeynde anlamlı olduğunu göstermektedr. Tablo 7 Larsson vd. (2001) koentegrasyon test sonuçlarını göstermektedr. Bu sonuçlara göre paneldek en büyük rankın r = 0 olduğu yönündek boş hpotez reddedlrken r = 1 ve r = 2 olduğu bçmndek boş hpotez reddedlemektedr. Bu sonuç panelde sadece br tane koentegre denklem olduğunu göstermektedr. Bu nedenle modeldek değşkenler arasında uzun döneml lşknn olduğu söyleneblr. 15
Tablo 7: Larsson Vd. Koentegrasyon Test Sonuçları Koentegre denklem sayısı Trace İstatstğ Prob. Hç yok (r = 0) 28.60 0.0004 * En çok br tane (r 1 ) 13.89 0.0847 En çok k tane (r 2) 9.129 0.33.16 Notlar: İstatstkler koentegrasyon denklemnde ve VAR da sadece sab olduğu varsayımına dayanılarak elde edlen statstklerdr. * statstğn %1 anlamlılık düzeynde boş hpotezn reddedldğn göstermektedr. Bu sonuçlara göre Pedron (1995, 1999) nn koentegrasyon test sonuçları le Kao (1998) ve Larsson vd. (2001) nn test sonuçları brbrler le çelşmektedr. Bu çalışmada kullanılan değşkenlern hem zaman sers boyutu hem de kes ver boyutu oldukça kısa olduğundan testlern ne derece güçlü olduğu konusunda belrszlk vardır. Bu nedenle testlern kesn sonuç verme olasılığı düşüktür. 1 Bu nedenle bu çalışmada yukarıda kısaca anlatılan üç ayrı koentegrasyon testnn sonuçları verlmştr. Bu çalışmada le Kao (1998) ve Larsson vd. (2001) nn test sonuçlarını baz alarak serler arasında koentegrasyon olduğu varsayımı yapılarak tahmnde bulunulmuştur. 3.2. Panel Koentegrasyon Model Tahmn Leratürde, koentegre panel ver değşkenler arasındak lşky tahmn etmek çn Pedron (2000) tarafından gelştrlen tam dönüştürülmüş EKK (FMOLS) yöntem, Kao ve Chang (2000) tarafından bulunan dnamk EKK (DOLS) yöntem ve Breung (2002) tarafından gelştrlen vektör hata düzeltme yöntemler kullanılmaktadır. FMOLS yöntem otokorelasyonu düzeltmede parametrk olmayan br yaklaşım ken DOLS yöntem geckmel brnc farklar tahmn edlerek otokorelasyonu düzelten parametrk br yaklaşımdır. Bu k yaklaşım arasında FMOLS tahmncler küçük örneklerde oldukça sapmalı sonuç vereblmektedr (Breung; 2005). Ayrıca Breung (2005) DOLS tahmncsnn FMOLS tahmncsne göre daha y sonuçlar verdğn söylemektedr. Bu nedenle bu çalışmadak zaman ve kes boyutu oldukça küçük olduğu çn DOLS yöntem tahmn yöntem olarak seçlmştr. Panel DOLS yöntemnde geckme dnamğnn ve öncü dnamğnn modele eklenmes yoluyla model değştrlmektedr; İST DYY 1 GSYIH 2 s ls DYY D l, tl s ls GSYIH G l, tl 1 Panel koentegrasyon testler hakkındak daha ayrıntılı değerlendrme çn Harrs ve Solls e (2003:211-212) bakınız. 16
Bu yöntemde brnc fark termler de eklendğnden sevye termlernn katsayıları uzun döneml etkler gösterrken brnc fark terml değşkenlern katsayıları kısa döneml dnamkler göstermektedr. Tablo 8 DOLS yaklaşımına göre elde edlen tahmn sonuçlarını göstermektedr. Tahmn sonuçlarına göre hem sab etkler ve homojen kısa döneml dnamkler hem de sab etkler ve heterojen kısa döneml dnamkler modelnde DYY ın katsayısı negatf ve statstk olarak anlamlı çıkmıştır. GSYİH değşkennn katsayısı teork olarak beklendğ gb her k modelde de (çok küçük olmasına rağmen) pozf çıkmıştır. Fakat GSYİH değşkennn katsayısı sab etkler ve heterojen kısa döneml dnamkler modelnde statstkî olarak anlamsızdır. Tablo 8: DOLS Tahmn Sonuçları Model Sab etkler ve homojen kısa döneml dnamkler Sab etkler ve heterojen kısa döneml dnamkler ˆ 1 t-değer ˆ 2 t-değer İstatstkler -0.92-2.12 * 0.00 1.87 ** 2 R 0.97 NT 48-1.85-2.51 * 0.00 0.41 2 R 0.96 NT 48 Notlar: t-statstkler Whe ın değşen varyans düzeltlmş t statstklerdr. * ( ** ) şaretler katsayının %5 (%7) anlamlılık düzeylernde statstk olarak anlamlı olduğunu göstermektedr. Modellerde geckme ve öncü dereces br olarak belrlenmştr. Sab etkler ve brnc fark terml değşkenlern katsayıları gösterlmemştr. İncelenen dönem çersnde Türkye ye gelen doğrudan yabancı yatırımların Türkye dek sthdam sevyes üzerne negatf yönde etkledğn belrledkten sonra bu etknn her br sektörde nasıl gerçekleştğn göreblmek çn sab etkler ve homojen kısa döneml dnamkler model kullanılarak sektörlere özel katsayılar tahmn edlmştr. Tablo 9 dak DOLS yaklaşımına göre elde edlen tahmn sonuçlarına göre GSYİH değşkennn katsayısı teork olarak beklendğ gb yne (çok küçük olmasına rağmen) pozf ve statstk olarak anlamlı bulunmuştur. 1 katsayısı tüm sektörlerde negatf şaretl ve madenclk ve taşocakçılığı sektörü harcnde tüm sektörler çn statsk olarak anlamlıdır. Tablo 9: Sektörler İçn DOLS Tahmn Sonuçları Sektörler ˆ 1 t-değer ˆ 2 t-değer İstatstkler Mal Aracı Kurumların Faalyetler -1.03-1.82 * 0.00 2.79 * 2 R 0.97 NT 48 İmalat Sanay -1.25-2.25 ** Madenclk Ve Taşocakçılığı -0.80-1.50 Toptan Ve Perakende Tcaret -1.14-38.86 * Notlar: t-statstkler Whe ın değşen varyans düzeltlmş t statstklerdr. * ( ** ) şaretler katsayının %5 (%7) anlamlılık düzeylernde statstk olarak anlamlı olduğunu göstermektedr. Modellerde geckme ve öncü dereces br olarak belrlenmştr. Sab etkler ve brnc fark terml değşkenlern katsayıları gösterlmemştr. 17
Bu sonuçlara göre Türkye ye gelen DYY lar en fazla negatf etky malat sektöründe yapmaktadır. Dğer herşey sabken, bu sektörlere gelen her 1 mlyon Dolarlık yatırım malat sanay sektöründe 1250 kş, toptan ve perakende tcaret sektöründe 1140 kş ve mal aracı kurumlar sektöründe se 1030 kş sthdam azalmasına yol açmıştır. Sonuçlar Doğrudan yabancı yatırımların sthdam üzerne etklern açıklayan teorler genelde DYY 1arın sthdam üzerne olumlu etkler olacağını ler sürmüştür. Fakat amprk çalışmalar DYY ların sthdam etklernn farklı zamanlarda farklı bçmlerde ortaya çıkableceğn göstermştr. Türkye ekonomsnde son yıllarda yaşanan olumlu ekonomk gelşmelere rağmen, şszlk oranının hala yüksek düzeylerde olması nedenyle son yıllarda Türkye ekonomsne gelen DYY mktarındak artış DYY ın sthdam üzerndek etklern araştırılmasını teşvk etmesne rağmen Türkye üzerne DYY- sthdam lşks üzerne çok az çalışma yapılmıştır. Bu çalışmada Türkye ekonomsnden seçlen malat sanay, mal aracı kuruluşlar, toptan ve perakende tcaret ve madenclk ve taşocakçılığı sektörler bazında 1992-2006 dönem arası yıllık verler kullanılarak DYY ların Türkye dek sthdam sevyesn nasıl etkledğ panel ver test ve tahmn yöntemler kullanılarak tahmn edlmştr. Panel brm kök testlerne göre modeldek değşkenlern brnc dereceden entegre oldukları bulunmuş ve panel koentegrasyon testlerne göre se modeldek değşkenler arasında koentegrasyon olduğu sonucuna varılmıştır. Dnamk EKK panel koentegrasyon yöntemne göre tahmn edlen modelde ncelenen dönem çersnde ve ncelenen sektörler bazında DYY ların sthdamı olumsuz etkledğ sonucuna varılmıştır. Bu etknn her br sektörde nasıl gerçekleştğn göreblmek çn sab etkler ve homojen kısa döneml dnamkler model kullanılarak yapılan tahmnde en fazla negatf etknn malat sanay sektöründe gerçekleştğ sonucuna varılmıştır. Bu sonuç DYY ların büyük br kısmının brleşme ve satın alma faalyetlernden oluştuğu Türkye gb ekonomlerde (%80) beklenen br sonuç olmaktadır. Çünkü teork olarak DYY ların sthdamı ancak yen yatırım yapılması durumunda olumlu etklemes beklenmektedr. Modelde kullanılan dğer değşken olan ve üretm temsl eden GSMH değşken teork olarak beklendğ gb pozf çıkmıştır. Doğrudan yabancı yatırımların sthdam etkler yapılan yatırımın amacına, ülkeye gelş bçmne, kullandığı üretm teknğne, yatırım yaptığı sektöre göre değşmektedr. Bu nedenle Türkye ye yönelk DYY ların güçlü sthdam etklernn ortaya çıkması çn emek yoğun üretm teknkler kullanan, üretm malyetlern düşürmeye yönelk doğrudan yabancı yatırımların malat sanay sektörlerne gelmes teşvk edlmeldr. 18
Kaynakça Breung, J. (2002). A Parametrc Approach to the Estmaton of Conegrated Vectors n Panel Data, Mmeo. Breung, J. (2005). A Parametrc Approach to the Estmaton of Contegraton Vectors n Panel Data), 24(2). Brown, R., & Ranes, P. (2000). "The Changng Nature Of Foregn Investment Polcy n Europe: From Promoton To Management", n Dunnng, J (Eds),Regons, Globalzaton And The Knowedge-Based Economy, Oxford Unversy Press, Oxford. Cömert, F. (2000), İsthdam sorunu ve Yabancı Sermaye [Employment Issue and Foregn Capal]. Hazne Dergs, Ocak, Sayı:13. Golejewska, A. (2001). Foregn Drect Investment and Employment n a Host Country: The Case of Polsh Manufacturng, Yearbook Of Polsh European Studes, No.5 Hadr, K. (1999). Testng the Null Hypothess of Statonary aganst the Alternatve of a Un Root n Panel Data wh Serally Correlated Errors, Manuscrpt, Department of Economcs and Accountng, Unversy of Lverpool, Lverpool. Harrs, R., & Solls R. (2003). Appled Tme Seres Modellng and Forecastng, John Wley & Sons Ltd. West Sussex, England. Im, K.S., M. Pesaran and Y. Shn (1995, 1997). Testng for Un Roots n Heterogeneous Panels, Journal of Econometrcs, (forthcomng). Hazne Müsteşarlığı, (2006) Doğrudan Yabancı Yatırımlar Raporu, Ankara. Johansen, S. (1995). Lkelhood-Based Inference n Contegrated Vector Autoregressve Models, Oxford Unversy Press. Kao, C. (1999). Spurous Regresson and Resdual Based Tests for Contegraton n Panel Data,, Journal of Econometrcs, 90. Kao, C., & Chang, M. H. (2000). On the Estmaton and Inference of a Contegrated Regresson n Panel Data, n B.H. Baltag, T.B. Fomby and R.C. Hlls (eds), Nonstatonary Panels, Panel Contegraton, and Dynamc Panels Advances n Econometrcs, Vol.15, Elsever Scence, Amsterdam. Karagöz, K.(2007). Doğrudan Yabancı Yatırımların İsthdam Etks: Türkye Örneğ [Employment Effects of Foregn Drect Investment], 8. Türkye Ekonometr ve İstatstk Kongres, 24-25 Mayıs 2007. Karlsson S., & Lothgren, M. (2000). On the Power Interpretaton of Panel Un Root Test Economcs Letters, 66. Knoedler, H. (2000). Domestc Employment Effects Of Foregn Drect Investment: Emprcal Evdence Management Research News; 23, 2-4; ABI/INFORM Global. 19
Krugman, P. (1991). İncreasng Returns and Economc Geography Journal of Polcal Economy, Vol. 99. Lal, S. (1995). Employment And Foregn Investment: Polcy Optons For Developng Countres Internatonal Labour Revew. Geneva: 1995.Vol.134, Iss. 4 5. Larsson, R., Lyhagen J., & Lothgren, M. (2001). Lkelhood-based Contegraton Tests n Heterogeneous Panels, Econometrcs Journal, 4. Levn, A., & Ln, C. (1993). Un Root Tests n Panel Data: New Results,Department of Economcs, Unversy of Calforna at San Dego, Dscusson Paper No. 92-93. Maddala, G.S., & Wu, S. (1999). A Comparatve Study of Un Root Tests wh Panel Data and a New Smple Test, Oxford Bulletn of Economcs and Statstcs, 61. Malecjk, E. (1997). Thecnology, Economc Development, The Dynamcs Of Local Regonal And Natonal Competveness, Longman, Second Edon, London. Marott S., & Pscello, L. (2001). Foregn Drect Investment and Employment: Home Country Experence n Italy Multnatonal Strateges and Employment, Harwood Academc Publshers, P. Buckely, J.L Mucchell, Great Bran. McDonald, F., Tuselmann, H., & Hese, A. (2002). Foregn Drect Investment And Employment İn Host Regons European Busness Revew, 14, l ; ABI/INFORM global. Mckewcz, T., Radosevcand, S., & Varblane, U. (2000). The Value Of Dversy: Foregn Drect Investment And Employment n Central Europe Durng Economc Recovery Faculty of Economcs and Busness, Tartu Unversy Pres, No:2. Pedron, P. (1995). Panel Contegraton: Asymtotc and Fne Sample Propertes of Pooled Tme Seres Tests, wh an Applcaton to the PPP Hypothess, Indana Unversy Workng Papers n Economcs, No. 95-013 (june), Indana Unversy, Indanapols, IN. Pedron, P. (1999). Crcal Values for Contegraton Tests n Heterogenous Panels wh Multple Regressors, Oxford Bulletn of Economcs and Statstcs, 61. Pedron, P. (2000). Fully Modfed OLS for Heterogeneous Contegrated Panels, n B.H. Baltag, T.B. Fomby and R.C. Hlls (eds), Nonstatonary Panels, Panel Contegraton, and Dynamc Panels Advances n Econometrcs, Vol.15, Elsever Scence, Amsterdam. Rolf, A. (1994). Foregn Investment: Engne For Employment? Organsaton For Economc Cooperaton And Development. The OECD Observer. Pars: Oct/Nov Iss. 190. Ron, M., & Sunley, P. (1996). Paul Krugman s Geographcal Economcs And Its Implcatons For Regonal Development Theory: A Crcal Assesment, Economc Geography, July, 72, 3: Academc Research Lbrary. 20
Sergo M., & Mutnoll, M., & Pscello L. (2003). Home Country Employment and Foregn Drect Investment: Evdence from the Italan Case Cambrdge Journal Of Economcs, 27. Seydoğlu, H. (2003). Uluslar Arası İktsat Teor, Polka Ve Uygulama [ (Internatonal Economy Theory, Polca and Applcaton], Güzem Can Yayınları, 15.baskı, İstanbul. UNCTAD. (1994). World Investment Report (WIR), Geneva. UNCTAD. (2007). World Investment Report (WIR), Geneva. UNDP (2008). Brleşmş Mlletler Kalkınma Programı Türkye 2008 - İnsan Gelşme Raporu, Türkye de Gençlk, Ankara. 21
Extensve Summary The Effects of Foregn Drect Investment on Employment: A Panel Data Analyss Hasan Vergl 1 Zonguldak Karaelmas Unversy Department of Economcs Necla Ayaş Zonguldak Karaelmas Unversy Department of Economcs Introducton Foregn Drect Investment nflows (FDI), among other effects on economy, have drect and ndrect effects on employment. Ths topc s mportant because developng countres generally have been plagued wh ncreasng unemployment, economc and socal problems wh the rse of unemployment and the lack of domestc resources to decrease unemployment and thus, foregn resources ganed mportance to allevate these problems as a capal transfer whout creatng a foregn debt. Even though the lerature clams that FDI nflows have generally posvely affect employment, some emprcal studes provde reverse evdence. Even though many posve mprovements have occurred n the Turksh economy n recent years, s unemployment rates stll reman n hgh levels whch resulted n the rse of the promnence of alternatve employment creatve polces, especally the mportance of huge FDI nflows to Turksh economy. However, there are few studes done on the relatonshp between FDI and employment for Turksh economy. In ths study, the effect of FDI on employment n Turkey s nvestgated employng panel data test and estmaton methods and usng annual data for the perod 1992-2006 for four sectors. The results from ths study wll mprove understandng of the relatonshp between FDI and employment usng the Turksh case for the perod and sectors consdered. 1 Address for Correspondence: Assoc. Dr. Hasan Vergl, Zonguldak Karaelmas Unverses, İİBF İktsat Bölümü, 67100 Zonguldak, Turkey E-mal: hvergl@karaelmas.edu.tr 22
Lerature Survey and Method The theoretcal lerature generally asserts that the relatonshp between FDI nflows and employment s posve. Followng the approach by Glojewska (2001) and McDonald et al., (2002), the theores nvestgatng the relatonshp between FDI nflows and employment can be classfed as free foregn trade theory, geographcal economcs, and resource-based theores. These theores generally state that when producton ncreases due to the FDI nflows n host countres, employment possbles also expand. However, studes on ths topc do not provde a unque result and evdence. For example, whle Rolf (1994) emphaszes the drect effects of FDI and theoretcally concludes the posve relatonshp, Lal (1995) nvestgates both drect and ndrect effects of FDI and concludes that FDI can have both negatve and posve effects dependng on the substuton and complementary effects of FDI. In addon, whle some emprcal studes, such as Golejewska (2001) and Mckewcz (2001) fnd a posve relatonshp, Rolf (1994) fnds a negatve relatonshp. There are few studes on ths subject nvestgatng Turksh economy. For example, whle Karagöz (2007) dd not fnd a sgnfcant relatonshp, Cömert (2000) concludes that FDI nflows together wh portfolo nvestments have huge effects on employment. The statstcs of FDI nflows and employment of Turkey reveal that FDI nflows n Turkey have greatly ncreased, and compared to other sectors, fnancal ntermedaton sector has attracted bggest FDI nflows. However, unemployment rates n Turkey dd not decrease n recent years. In ths study, n order to examne the effects of FDI on employment n Turkey, yearly data for the perod 1992-2006 for the sectors of manufacturng, fnancal ntermedaton, trade and repars and mnng and quarryng s used, and the panel data model s bult n whch FDI and GDP are determned as ndependent varables and employment s a dependent varable. 23
Snce un roots tests have to be done before estmatons, panel un root tests by Im, Pesaran and Shn (1995, 1997) and Fsher ADF and Fsher PP tests by Maddala and Wu (1999) are used to determne the ntegraton level of the varables. Test results show that the null hypothess of non-statonary cannot be rejected for the seres n the panel. However, for the frst dfferenced seres, except one case, the null of non-statonary are rejected for the seres. Thus, s concluded that the ntegraton level of the seres s I(1) n the panel. The next step s to determne whether the varables n a panel data set are co-ntegrated. Three recent panel co-ntegraton tests by Kao (1999), Pedron (1995, 1999) and Larsson, Lyhagen and Lothgren (2001) are used to determne whether there exsts a co-ntegraton relatonshp among the seres. The panel co-ntegraton tests reveal ambguous results. The test results by Pedron s method (1995, 1999) contradct wh the test results of Kao (1999) and Larsson, Lyhagen and Lothgren s (2001) methodology. Snce the tme and cross secton dmenson of the seres are very short, the tests mght not gve clear cut results. Thus, s concluded accordng to Kao (1999) and Larsson, Lyhagen ve Lothgren s (2001) co-ntegraton tests that there exsts a co-ntegraton relatonshp among the seres n the panel. In the next step, the relatonshp among the co-ntegrated seres s estmated. There are varous estmators avalable such as fully modfed OLS (FMOLS) and dynamc OLS(DOLS) estmators. Between these estmators, DOLS s preferred snce FMOLS estmator mght provde based results n small samples (Breung, 2005). Accordng to the test results of DOLS estmates wh fxed effects and homogenous short term dynamcs and fxed effects and heterogenous short term dynamcs, the relatonshp between FDI nflows and employment s sgnfcantly negatve. In addon, sector specfc DOLS estmates wh fxed effects and homogenous short term dynamcs suggest that, among the four sectors, FDI nflows to manufacturng sector have the bggest negatve mpact on employment. 24
Concluson Although theores explanng the mpacts of FDI on employment generally clam that FDI nflows have a posve effect on employment, some emprcal studes provde evdence that s effects mght be dfferent n dfferent tme and cases. Even though many posve mprovements have occurred n the Turksh economy n recent years, s unemployment rates are stll n hgh levels. Ths suaton attracted the nvestgaton of possble effects of FDI nflows to Turksh economy on s unemployment problem. In addon, there are few studes done on the relatonshp between FDI and employment for Turksh economy. In ths study, the effect of FDI on employment n Turkey s nvestgated employng panel data test and estmaton methods and usng annual data for the perod 1992-2006 for four sectors. The results of panel data un root tests show that the seres n the panel are nonstatonary n levels but ther frst dfferenced forms are statonary and the results of panel contegraton tests ndcate that there exsts a co-ntegraton relatonshp among the seres. Accordng to the results of panel co-ntegraton model, FDI negatvely affects employment for the sectors and n the perod consdered. In addon, sector specfc estmatons suggest that, among the four sectors, FDI nflows to manufacturng sector have the bggest negatve mpact on employment. These results are expected for economes such as Turkey n whch large part of FDI nflows occurs n the form of merger wh and buyng of establshed frms snce FDI nflows theoretcally have a posve effect on employment when FDI nflows results n a new nvestment. 25