Paper ID Number: 222 Paper prepared for he EY Inernaional Congress on Economics I "EUROPE AND GOBA ECONOMIC REBAANCING" Ankara, Ocober 24-25, 2013 Gazi Universiy Deparmen of Economics Türkiye İş Gücü Piyasasi Dinamiklerinin Yapisal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) İle Analizi [The Analysis of Turkish abor Marke wih Srucural Vecor Error Correcion Model (SVECM)] Yıldırım Z. 1 1 Deparmen of Economics, Anadolu Universiy, Eskişehir, Turkey zekeriyayildirim@anadolu.edu.r Copyrigh 2013 by Zekeriya Yıldırım. All righs reserved. Readers may make verbaim copies of his documen for non-commercial purposes by any means, provided ha his copyrigh noice appears on all such copies.
Türkiye İş Gücü Piyasasi Dinamiklerinin Yapisal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) İle Analizi Yıldırım Z. Öze Bu çalışma Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerini küçük boyulu bir makroekonomik modele dayalı olarak eş büünleşme yaklaşımıyla incelemekedir. Çalışmada kullanılan veri sei isihdam, verimlilik ve reel ücrelere ilişkin çeyrek dönemlik verileri içermeke ve 1988:1-2012:2 dönemini kapsamakadır. Sonuçlar Türkiye iş gücü piyasasında kili değişkenin reel ücreler olduğunu, isihdamda kaılıkların bulunduğunu ve reel ücre-verimlilik bağının zayıf olduğunu oraya koymakadır. Bu nedenle, Türkiye iş gücü piyasasının ekinliği açısından reel ücrelerdeki esneklik oldukça önemlidir. Anahar Kelimeler: İş Gücü Piyasası, Eş Büünleşme, SVECM JE Sınıflandırması: J01, C50, E24 The Analysis of Turkish abor Marke wih Srucural Vecor Error Correcion Model (SVECM) Absrac This paper analyses dynamics in Turkish labor marke by using a small macroeconomic model and coinegraion approach. Daa se include quarerly daa for employmen, produciviy, real wages and cover 1988:1-2012:2 periods. Resuls show ha real wages are key variable in Turkish labor marke and here are a weak link beween real wages and produciviy and he rigidiies in employmen in he marke. Thus, flexibiliy in wages is very imporan for efficiency of Turkish labor marke. Keywords: abor Marke, Coinegraion, SVECM JE classificaion: J01, C50, E24 I. GİRİŞ Türkiye iş gücü piyasası yüksek işsizlik oranı, ücreler üzerindeki vergi yükünün yüksekliği, büyük boyulara ulaşan informal sekör, işçilerin pazarlık gücünün düşük olması v.b. gibi yapısal problemlerle karşı karşıyadır. 1990 lı yıllar boyunca yaşanan ekonomik krizler, yüksek enflasyon ve yüksek faiz oranı gibi pek çok fakör bu sorunların daha da derinleşmesine neden olmuşur. Son dönemlerde ekonomik isikrar sağlanmış olsa bile, yapısal sorunlar devam emekedir. Bu sorunlardan dolayı Türkiye iş gücü piyasası ekin ve esnek olmakan uzakır (Sağlam ve Günalp, 2012:3195). Piyasadaki kaılıklar (kaı iş gücü piyasası kuralları, ücrelerin aşağı yönlü esnek olmaması v.b.) firmalara eksra maliyeler yüklemeke ve onların informal sekörlere yönelmelerine yol açmakadır. Büün bu problemlerin sonucu olarak Türkiye ekonomisinin isihdam yarama kapasiesi oldukça düşükür; ayrıca isihdam ve ekonomik 1
büyüme arasındaki bağ giderek azalmakadır (Taymaz, 2012:375; Demir ve Erden, 2010:12). Benzer şekilde verimlilik ve reel ücreler arasındaki bağ da neredeyse kopmuşur. Verimlilik ve reel ücreler arasındaki farkın giderek genişlemesi bu durumun açık bir gösergesidir (Elgin ve Kuzubaş, 2012:12). Türkiye iş gücü piyasasında ekinliğin sağlanabilmesi için söz konusu yapısal problemlerin dikkale ele alınması gerekmekedir. Bu bağlamda iş gücü piyasasının kili değişkenleri (reel ücreler, isihdam ve verimlilik) arasındaki dinamiklerin analizi oldukça önemlidir. Bu çalışma küçük boyulu bir makroekonomik model çerçevesinde, Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerini analiz emeyi amaçlamakadır. Çalışmada Türkiye de reel ücreler, isihdam ve verimlilik arasındaki dinamikler Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) kullanılarak 1988:1-2012:2 dönemi için incelenecekir. Çalışmanın ikinci bölümünde ampirik lieraür özelenmekedir. Üçüncü bölümde iş gücü piyasasının dinamiklerini analiz eden küçük boyulu makroekonomik model açıklanmakadır. Dördüncü bölümde ise çalışmada kullanılan veriler anıılmaka ve eş büünleşme analizi sonuçları değerlendirilmekedir. II. AMPİRİK İTERATÜR Emek piyasasına ilişkin ampirik lieraür Tablo 1 de sunulmakadır. Söz konusu abloda yer alan çalışmalar pek çok bakımdan birbirinden ayrışmakadır. Bu farklılıklar çalışmanın amacı, kullanılan yönem ve ele alınan ülkeler olmak üzere üç grup alında oplanabilir. ieraürdeki çalışmaların büyük bir bölümü isihdam-verimlilik-reel ücreler ilişkisi üzerine odaklanmakadır. Bununla birlike işsizliğin kaynağını belirlemeyi amaçlayan daha kapsamlı çalışmalarda lieraürde mevcuur. Çalışmaları birbirlerinden ayrışıran ikinci farklılık kullanılan yönemdir. Emek piyasasını ampirik olarak analiz eden çalışmaların çoğu eş büünleşme analizini kullanmakadır. Ancak panel veri analizi, ek denklem OS ahmini ve yapısal VAR yaklaşımının kullanıldığı çalışmalarda vardır. Emek piyasasına ilişkin lieraürün ampirik kısmı ağırlıklı olarak gelişmiş ülkelere dayanmakadır. Türkiye gibi gelişmeke olan ülkeler için lieraür kısılıdır. Uluslararası lieraürdeki çok sayıdaki çalışmada isihdam-verimlilik-reel ücreler arasındaki ilişkiler incelenmişir. Bender ve Theodossiu (1999), Muscaelli ve Tirelli (2001), Pisarides ve Valani (2004), Chrisopoulos (2005), Cavelaars (2005), Apergis ve Theodoios (2008), Narayan ve Smyh (2009), Becker ve Gordon (2012) bu ilişkileri çok sayıdaki ülke için analiz emişlerdir. Öe yandan Nickel ve Symons (1990) ABD, Alexander (1993), Areis ve Mariscal (1995) İngilere, Marcellino ve Mizon (2001) İalya, elfe ve Majserek (2002) Polonya, akeford (2004) ve Klein (2012) Güney Afrika ve Kim, v.d (2010) Kore için isihdam-verimlilik-reel ücreler ilişkisini incelemişlerdir. İsihdam-reel ücre-verimlilik ilişkisini çok sayıdaki ülke için analiz eden çalışmalar orak bir kanı oraya koymamakadır. Bender ve Theodossiu (1999) ücreler ve isihdam düzeyi arasında uzun dönem ilişki olmadığı sonucuna ulaşırlarken, Chrisopoulos (2005) reel ücreler ve isihdamın eş büünleşik olmadığını espi emişir. Buna karşın iki al dönem için verimlilik büyüme hızı ve isihdam büyüme hızı arasındaki ilişkiyi analiz eden Cavelaars (2005), 1961-1980 döneminde söz konusu değişkenler arasında negaif ilişki oluğunu, 1981-2000 döneminde ise böyle bir ilişkinin olmadığını bulmuşur. Ayrıca Pisarides ve Valani (2004) oplam fakör verimliliğindeki arışın isihdamı arıracağını, Apergis ve Theodoios (2008) ücreler ve isihdam arasında güçlü bir uzun dönem ilişkisi olduğunu, Narayan ve Smyh (2009) reel ücrelerdeki arışın verimliliği arıracağını ve Becker ve Gordon (2012) ücreler ve isihdam büyümesi arasında güçlü negaif korelasyon olduğunu bulmuşlardır. Muscaelli ve Tirelli (2001) de işsizlik ve emek verimliliği büyümesi arasında negaif ilişki olduğu sonucuna ulaşmışlardır. 2
Tablo 1: Ampirik ieraür Çalışma Yönem Ülke Nickel ve Symons Tek denklem OS (1990) ahmini ABD Alexander(1993) Eş Büünleşme Analizi İngilere Areis- Mariscal(1995) Eş Büünleşme Analizi İngilere Dolado-Jimeno (1997) Yapısal VAR Analizi İspanya Bender -Theodossiu (1999) Eş Büünleşme Analizi Kanada, Almanya, Danimarka, Fransa, İalya, Hollanda, Norveç, İsviçre, ABD ve İngilere Muscaelli ve Tirelli (2001) Yapısal Zaman Serisi Analizi Almanya, Fransa, İalya, Norveç, Avusuralya, ABD, İngilere, Avusurya, İsviçre, Japonya Marcellino-Mizon Eş Büünleşik VAR (2001) Modeli İalya Dibooğlu-Enders (2001) Asimerik uyarlama ile eş büünleşme analizi ABD Kanada elfe-majserek (2002) Eş Büünleşme Analizi Polonya akeford (2004) Eş Büünleşme Analizi Güney Afrika Almanya, Fransa, İalya, Norveç, Porekiz, ABD, Pisarides ve Valani 3 Aşamalı OS Tahmini İngilere, Avusurya, İsveç, Japonya, Danimarka, (2004) Belçika İrlanda, Finlandiya, Hollanda Chrisopoulos (2005) Cavelaars (2005) Panel birim kök ve panel eş büünleşme esleri Panel Veri Analizi Almanya, Fransa, İalya, Norveç, Porekiz, Danimarka, Belçika İrlanda, Finlandiya, Hollanda, İspanya, UK Almanya, Fransa, ABD, İalya, Norveç, Porekiz, Danimarka, Belçika İrlanda, Finlandiya, Hollanda, İspanya, UK, Yunanisan, Japonya, Türkiye, üksemburg, Yeni Zelanda, İzlanda, Güney Kore, İsviçre Avusurya, Kanada Avusuralya, İsveç Brüggemann (2006) Yapısal VEC Modeli Almanya Apergis-Theodoios Almanya, Fransa, ABD, İalya, Norveç, UK, Panel Veri Analizi (2008) Danimarka, Kanada, İsveç, Hollanda Narayan-Smyh Panel eş büünleşme (2009) esleri G7 Ülkeleri Kim-im ve Park (2010) Yapısal VAR Kore Klein (2012) Panel VAR Güney Afrika Becker ve Gordon (2012) Panel Veri Analizi Avrupa Ülkeleri Mein ve Üçdoğruk (1998) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Pazarlıoğlu-Çevik (2007) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Türkyılmaz-Özer (2008) Yapısal VEC Modeli Türkiye Bildirici ve Alp TAR Eş Büünleşme (2012) Analizi Türkiye Aslan v.d. (2009) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Akçoraoğlu (2010) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Özaa-Esen (2010) Eş Büünleşme Analizi Türkiye Sağlam ve Günalp (2012) Eş Büünleşme Analizi 3 Türkiye
Tek bir ülke için isihdam-verimlilik-reel ücre ilişkisini analiz eden çalışmaların bulguları da çelişikir. Nickel ve Symons (1990) ABD ekonomisi için yapıkları çalışmada; reel ücreler ve isihdam arasında negaif ilişki olduğunu bulmuşlardır. İngilere üzerine yapılan çalışmalarda ise Alexander (1993) işsizliğin ücreler ve verimlilikle ayrı ayrı eş büünleşik olduğu sonucuna ulaşmış, Areis ve Mariscal (1995) ise emek verimliliği ve oralama reel geirinin eş büünleşik olduğu sonucuna ulaşmışlardır. elfe ve Majserek (2002) Polonya da ücreler ve işsizlik arasında herhangi bir ilişkinin olmadığı bulgusuna ulaşmışlardır. Güney Afrika üzerine yapılan çalışmalarda ise akeford (2004) reel ücreler ve verimlilik arasında uzun dönem denge ilişkisinin olduğu sonucuna ulaşırken, Klein (2012) ise yeni isihdam oluşumunda reel ücrelerin önemli bir rol oynamadığını espi emişir. İsihdam-verimlilik-reel ücreler arasındaki ilişkinin dışında işsizliğin belirleyicileri ve emek piyasasının uyarlanma mekanizmasının ele alındığı çalışmalarda lieraürde mevcuur. Dolado ve Jimeno (1997) İspanya da süregiden yüksek işsizliğin kaynaklarını oraya koymak için yapısal VAR analizi yapmışlardır. Yazarlar İspanya da işsizliğin dinamiklerinin alında yaan emel fakörlerin, farklı ürdeki makroekonomik şoklar ve bu şokların yayılım mekanizmasındaki aşırı kalıcılık olduğunu oraya koymuşlardır. Brüggemann (2006) da Almanya da işsizliğin belirleyicilerini oraya koymak için yapısal VEC modeli ahmin emişir. Brüggemann (2006) yapısal VEC modeli sonucuna dayalı olarak; emek arzı, emek alebi ve eknoloji şoklarının Almanya da işsizliğin belirleyicileri olarak ön plana çıkığını ileri sürmekedir. ieraürün genelinden ayrışan diğer bir çalışma Dibooğlu ve Enders (2001) arafından yapılmışır. Yazarlar ABD ve Kanada da emek piyasasının uyarlanma mekanizmasının doğrusal olup olmadığını analiz emişlerdir. Söz konusu çalışmada, ABD de emek piyasasında uzun dönem dengesine uyarlanmanın doğrusal bir şekilde gerçekleşiği, buna karşın Kanada da bu uyarlanma mekanizmasının doğrusal olmayan bir ürde olduğu ileri sürülmekedir. Türkiye ile ilgili çalışmalar da ağırlıklı olarak isihdam-verimlilik-reel ücreler ilişkisi üzerine odaklanmakadır. Mein ve Üçdoğruk (1998) ücre-fiya-isihdam uzun dönem ilişkisini analiz emiş ve uzun dönem ücre-fiya spiralinin geçerli olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Pazarlıoğlu ve Çevik (2007) verimlilik, ücreler ve işsizlik arasındaki uzun dönem ilişkileri incelemiş ve söz konusu değişkenler arasında uzun dönem ilişki olduğunu bulmuşlardır. Özaa ve Esen (2010) ise reel ücreler ve isihdamın eş büünleşik olduğunu ve reel ücrelerden isihdama doğru ek yönlü nedensellik olduğunu bulmuşlardır. Aslan v.d. (2009) özel sekör ve kamu seköründe verimlilik ve reel ücreler arasındaki ilişkiyi analiz emiş, özel sekörde iki değişken arasında iki yönlü nedensellik, kamu seköründe ise verimliliken reel ücrelere doğru ek yönlü nedensellik espi emişlerdir. Benzer şekilde Bildirici ve Alp (2012) de reel ücreler ve verimlilik arasındaki ilişkiyi incelemiş, verimlilik ve reel ücreler arasında doğrusal olmayan uzun dönem poziif bir ilişki bulmuşlardır. Öe yandan, Akçoraoğlu (2010) ekonomik büyüme ve isihdam arasındaki ilişkiye odaklanarak Türkiye işgücü piyasasının performansını analiz emiş; isihdam esnekliğinin 0.20 olduğu ve reel GSYİH ve isihdam arasında çif yönlü nedensellik olduğu sonucuna ulaşmışır. Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerini incelemeyi amaçlayan yakın arihli diğer bir çalışma (Sağlam ve Günalp (2012)), Bevridge eğrisiyle Türkiye iş gücü piyasasının performansını analiz emesi bakımından lieraürden ayrışmakadır. Söz konusu çalışmanın sonuçları Türkiye iş gücü piyasasının esnek olmadığını oraya koymakadır. Son olarak makroekonomik şokların işsizlik üzerindeki ekilerini analiz eden Türkyılmaz ve Özer (2008) in çalışmaları da lieraürden ayrışmakadır. III. TEORİK MODE Bu bölümde emek piyasasının dinamiklerini analiz eden küçük boyulu bir makroekonomik model ele alınacakır. Ağırlıklı olarak Brüggemann ın 2006 yılında yayımlanan çalışmasına 4
dayanan bu iş gücü piyasası modeli, çalışmanın beşinci bölümündeki ampirik analize emel oluşurmakadır 1. Küçük boyulu makroekonomik modelin denklemleri aşağıda verilmekedir 2 : Y (3.1) 1 Y (3.2) 2 y (3.3) 3 burada Y, y =Y - ve sırasıyla reel GSYİH, verimlilik ve reel ücrei emsil emekedir. (3.1) nolu denklem üreim fonksiyonunu emsil emekedir. Bu denkleme göre üreim; isihdam ( ) ve dışsal sokasik eknoloji değişkeni ( ) 1 arafından belirlenmekedir. Burada, parameresi ölçeğe göre geiriyi ifade emekedir. Denklemdeki dışsal sokasik eknoloji Y Y değişkeni bir rassal yürüyüş süreci ( ) 1 1 1 izlemekedir, verimlilik şokudur. (3.2) nolu denklem emek alebi denklemidir. Reel ücre ve üreimdeki değişmeler emek alebinde değişime neden olmakadır. (3.3) nolu denklem ücre eşiliğidir. Bu denkleme göre ücre verimliliğe ve isihdama bağlıdır. Emek alebi (3.2) ve ücre denklemindeki (3.3) sokasik değişkenler ( 2, 3 ) aşağıdaki gibi ifade edilmekedir. 2 d 21 D Yukarıdaki ifadelerde D ve 3 3 1 sırasıyla emek alebi ve ücre şokunu emsil emekedir. Emek alebinin ve ücrelerin durağanlığı ve d paramerelerine bağlıdır. Teorik modelde bu değişkenlerin durağanlığı ile ilgili herhangi bir kısı konulmamakadır. Bir sonraki bölümdeki eş büünleşme analizi sonuçları bu denklemlerden hangisinin durağan olduğunu oraya koyacakır. Modeldeki büün bozucu erimlerin sıfır oralama ve sabi bir varyansla normal dağıldığı varsayılmakadır. Ampirik analizde kullanılan değişkenler bakımından modelin (3.1-3.3) çözümü aşağıda verilmekedir. y (1 ) ( 1) ( 1) 1 1 2 3 (1 ) ( 1) 1 1 burada dir. (1 ) ( 1) (3.4) 1 Çalışmanın ampirik kısmına emel eşkil eden model Brüggemann (2006) da kullanılan modelin daha küçük boyulu bir versiyonudur. Bu modelde emek arzı dikkae alınmamakadır. Dolayısıyla modelin dinamikleri emek piyasasının üç kili değişkeni (verimlilik, isihdam ve reel ücre) arafından belirlenmekedir. 2 Modeldeki büün değişkenler logarimik olarak ifade edilmekedir. 5
IV. VERİ VE AMPİRİK ANAİZ Çalışmada 1988:1-2012:2 dönemini kapsayan çeyrek dönemlik verimlilik, isihdam ve reel ücre verileri kullanılmışır. Verimlilik değişkeni imala sanayinde işçi başına çıkıyı emsil emekedir. Reel ücre değişkeni ise nominal ücreler GSYİH Deflaörü ile deflae edilerek elde edilmişir. Son olarak isihdam değişkeni oplam isihdamı gösermekedir. Büün değişkenler mevsimsel ekilerden arındırılmışır. Çalışmada kullanılan değişkenler TUİK ve DPT den elde edilmiş ve logarimaları alınmışır. Değişkenlerin grafikleri Şekil 1 de göserilmekedir. 6.0 y=y- 5.6 10.2 5.5 5.0 4.5 4.0 1990 1995 2000 2005 2010 5.2 4.8 4.4 4.0 3.6 1990 1995 2000 2005 2010 10.0 9.8 9.6 1990 1995 2000 2005 2010 Şekil 1: Zaman Serisi Grafikleri Eş Büünleşme Analizi ARD sınır esi yaklaşımı dışındaki sandar eş büünleşme esleri değişkenlerin aynı dereceden büünleşik olmasını gerekirmekedir. Bu çalışmada değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin varlığı hem Johansen yaklaşımı hem de ARD yaklaşımı kullanılarak es edilmekedir. Bu nedenle eş büünleşme analizine değişkenlerin büünleşme derecelerinin belirlenmesiyle başlanmışır. Çalışmada kullanılan değişkenlerin büünleşme derecelerini belirlemek için uygulamalı çalışmalarda yaygın bir şekilde kullanılan Phillips-Perron (PP) ve Tablo 2: Birim Kök Tesi Sonuçları Değişkenler ADF isaisiği Düzey PP isaisiği Değişkenler ADF isaisiği Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) esleri kullanılmışır. Tes sonuçları Tablo 2 de göserilmekedir. Tablo 2 incelendiğinde, büün değişkenlerin logarimik düzey değerleri için hesaplanan es isaisiklerinin mulak değer olarak ablo kriik değerlerinden küçük olduğu, buna karşın değişkenlerin logarimik birinci farkları için hesaplanan es isaisiği değerlerinin ablo kriik değerlerinden büyük olduğu görülmekedir. Dolayısıyla her iki es sonucu çalışmada kullanılan değişkenlerin logarimik düzey değerlerinin durağan olmadığını, logarimik farklarının durağan olduğunu oraya koymakadır. Başka bir ifadeyle birim kök esleri değişkenlerin birinci dereceden büünleşik olduğunu ifade emekedir. Fark PP isaisiği y 2.62 (4) 1.86(4) y 4.53(4)* 9.57(2)* 2.81(4) 0.95(5) 7.59(0)* 7.80(5)* 1.48 (0) 1.47(3) 6.32 (3)* 7.64(5)* No: Her iki es içinde sabili model kullanılmışır. Paranez içerisindeki ifadeler gecikme uzunluklarını ifade emekedir. ADF ve PP esleri için %1 ve %5 anlam düzeyinde ablo kriik değerleri sırasıyla şöyledir: 3.50, 2.85 ve 3.49, 2.89. * %1 düzeyinde isaisiksel anlamlılığı ifade emekedir. 6
Eş büünleşme analizinde değişkenlerin büünleşme derecelerinin belirlenmesinden sonraki aşama, değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin olup olmadığının eş büünleşme esleriyle es edilmesidir. Bunun için öncelikle Johansen yaklaşımı kullanılmışır. Bu yaklaşım Vekör Ooregresyon (VAR) modelinin haa düzelme emsiline dayanmakadır. Bunun için öncelikle üç değişkenli VAR modelinin haa düzelme emsili ahmin edilmiş, iz ( ) ve race maksimum öz değer ( ) isaisikleri hesaplanmışır 3. Hem iz esi hem de maksimum öz max değer esi sonuçları Tablo 3 de göserilmekedir 4. Her iki ese ilişkin sonuçlar %5 anlam düzeyinde bir eş büünleşme ilişkisi olduğunu gösermekedir. Her hangi bir eş büünleşme ilişkisinin olmadığı yönündeki boş hipoez gerek iz gerekse de maksimum öz değer esleri arafından reddedilmekedir. Bununla birlike bir eş büünleşme ilişkisi vardır yönündeki boş hipoez reddedilememekedir. Tablo 3: İz ve Maksimum Öz Değer Tesleri Sonuçları Sabili Model Sabili ve Trendli Model Hipoez İz Tesi Maksimum Öz Maksimum Öz İz Tesi Değer Tesi Değer Tesi H 0 K.D. K.D. K.D. (%5) race max race max (%5) (%5) K.D.(%5) r=0 47.63* 29.79 33.36* 21.13 59.39* 42.91 34.95* 27.58 r=1 14.26 15.49 12.63 14.26 24.19 25.87 16.23 21.13 r=2 1.63 3.84 1.63 3.84 6.94 12.51 7.66 14.26 Johansen eş büünleşme esi verimlilik, isihdam ve reel ücreler arasında bir eş büünleşme ilişkisi olduğunu oraya koymakadır. Bir önceki bölümde açıklanan eorik model bu eş büünleşme ilişkisinin emek alebi denklemi ya da ücre denklemi olabileceğini ileri sürmekedir. Söz konusu uzun dönem ilişkisinin hangi denklem olduğunu belirlemek için ARD sınır esi yaklaşımı kullanılmışır. Peseran v.d. (2001) arafından gelişirilen bu yaklaşım aşağıdaki kısısız haa düzelme modellerinin en küçük kareler yönemiyle ahminine dayanmakadır. p p p (4.1) b y b b b y b b 0 i i i i i i 4 1 5 1 6 1 i0 i0 i0 p p p (4.2) b y b b b y b b 0 i i i i i i 4 1 5 1 6 1 i0 i0 i0 ARD yaklaşımında kısısız haa düzelme modellerinin gecikme uzunluğu model seçim krierlerine göre belirlenir. Bir sonraki aşamada uygun gecikme uzunluğu belirlenmiş olan modeller OS ile ahmin edilir ve değişkenler arasında uzun dönem ilişkisinin olup 3 Şekil 1 den de ne bir şekilde görülebileceği üzere, reel ücrelerde 1988-1993 döneminde ser bir arış söz konusudur. Bu arışın emel nedeni hükümein kamudaki reel ücreleri ve maaşları önemli ölçüde arırmasıdır. Hüküme kararlarına bağlı bu reel ücre arışını dikkae almak için eş büünleşme analizine söz konusu dönemi kapsayan bir kukla değişken dahil edilmişir. Bu değişken 1988:1-1993:4 dönemini kapsamakadır. 4 Johansen eş büünleşme esini gerçekleşirmek için ahmin edilen düzeyde VAR modelinin gecikme uzunluğu, model seçim krierleri (AIC,SBC,HQ) dikkae alınarak iki olarak belirlenmişir. Dolayısıyla eş büünleşme esi için uygun model VAR(2) dir. Bu model arıklardaki ookorelasyon için yapılan anısal esleri geçmekedir. Hem gecikme uzunluğu seçim krierleri sonuçları hem de ookorelasyon esi sonuçları eke verilmekedir. 7
olmadığı F esi kullanılarak espi edilir. Örneğin, reel ücrein bağımlı değişken olduğu kısısız haa düzelme modelinde eş büünleşme yokur boş hipoezi H : b b b 0 0 4 5 6 biçimindedir. Bu hipoez F ( y, ) şeklinde ifade edilir. İsihdamın bağımlı değişken olduğu kısısız haa düzelme modelinde ise eş büünleşme yokur boş hipoezi H : b b b 0 0 4 5 6 şeklindedir ve F ( y, ) biçimde göserilir. Her iki boş hipoez F esi ile sınanarak, eş büünleşme ilişkisinde reel ücrein mi yoksa isihdamın mı açıklayıcı değişken olacağı belirlenebilir. Sınır esi için gecikme uzunluğu, model seçim krierleri ve Breusch-Godfrey ookorelasyon esi sonuçları dikkae alınarak 1 olarak belirlenmişir. ARD sınır esi sonuçları Tablo 4 de göserilmekedir. Tablo 4: Sınır Tesi Sonuçları k Sabili Sabili ve Trendli F esi (Gecikme uzunluğu) F esi (Gecikme uzunluğu) 2 F ( y, ) F ( y, ) F ( y, ) F ( y, ) 7.13*(1) 4.11(1) 6.75*(1) 6.05 (1) Tablo Kriik Değerleri Sabili F III Sabili ve Trendli F V Al Sınır (%5) Üs Sınır (%5) Al Sınır (%5) Üs Sınır (%5) 3.94 5.04 5.06 6.10 Kriik değerler Narayan (2005:p. 1988,1990) çalışmasındaki durum III ve V ablolarından alınmışır. Tablo 4 açıklayıcı değişken reel ücre olduğunda, hesaplanan F isaisiği değerinin Narayan (2005) en elde edilen üs sınır değerinden büyük olduğunu gösermekedir. Bu nedenle sınır esi sonuçları bağımlı değişken reel ücre olduğunda, değişkenler arasında %5 anlam düzeyinde uzun dönem ilişkisinin varlığını deseklemekedir. Buna karşın açıklayıcı değişken isihdam olduğunda, hesaplanan F isaisiği değeri al ve üs sınır değerlerinin arasına düşmekedir. Dolayısıyla bu durumda değişkenler arasında bir eş büünleşmeye ilişkin karar belirsizdir. Özele; sınır esi reel ücreler açıklayıcı değişken olduğunda, verimlilik, reel ücreler ve isihdam arasında bir uzun dönem ilişkisinin olduğu yönünde güçlü deliller oraya koyarken, isihdamın açıklayıcı değişken olduğu durumda ne bir sonuç oraya koyamamakadır. Hem Johansen hem de ARD yaklaşımı sonuçları dikkae alınarak, (3.3) nolu ücre denklemi aşağıdaki gibi ahmin edilmişir 5. 0.21 y 4.10 0.10 D88 (1.01) (2.33) (2.63) R 2 2 =0.92, D= 2.04, (4) =0.61, ARCH (4) =2.67 SC 5 Uzun dönem kasayıların ahminleri SBC arafından seçilen ARD (4,2,0) modeline dayanmakadır. Bu modelin arıkları eke sunulmakadır. 8
Uzun dönem kasayı ahminlerine göre, Türkiye işgücü piyasasında verimlilik reel ücreler üzerinde küçük bir ekiye sahipir. Ayrıca bu eki isaisiksel olarak anlamlı değildir. Dolayısıyla ahmin edilen eş büünleşme ilişkisi iş gücü piyasasında reel ücreler ve verimlilik arasında güçlü bir bağın olmadığına işare emekedir. Bununla birlike uzun dönem kasayı ahmin sonuçları isihdam ve reel ücreler arasında güçlü bir bağın olduğunu oraya koymakadır. Bu sonuçlara göre reel ücrelerin uzun dönem isihdam esnekliği yaklaşık olarak yüzde 4 ür. Uyum Hızı Kasayıları Türkiye iş gücü piyasasının uyarlanma mekanizmasını analiz emek için aşağıdaki Haa Düzelme Modelleri (ECMs) bir gecikmeyle ahmin edilmişir. Bu modellerdeki haa düzelme erimi ˆ 1 ahmin edilen eş büünleşme ilişkisinden elde edilmişir. ˆ 0 1 1 2 1 3y 1 4 1 ˆ y (4.3) 0 1 1 2 1 3 1 4 1 y ˆ y y0 y1 1 y2 1 y3 1 y4 1 y burada, ve serisel olarak ilişkisiz bozucu erimlerdir. y Tablo 5: Haa Düzelme Modelleri Tahmin Sonuçları Bağımlı Değişkenler/Bağımsız Değişkenler y Sabi 0.002 (0.299) 0.002 (0.892) 0.014(3.207) -0.147 (-6.001) 0.006 (0.889) -0.008 (-0.665) ˆ 1 0.029 (0.344) 0.035 (1.447) 0.0789(1.742) 1 0.466 (2.558) 0.004(0.082) -0.038(-0.398) y 1-0.532(-1.237) 0.029 (0.244) -0.931(-4.12) 1 D88-0.005(-0.241) 0.002(0.417) 0.004 (0.391) R 2 =0.40, F=12.25 D=1.97 R 2 =0.03,F=0.56, D=1.74 R 2 =0.19,F=4.45, D=2.06 Yukarıdaki haa düzelme modeli denklemlerinin OS ahminleri Tablo 5 e verilmekedir. Tablo 5 sisemdeki kili değişkenin reel ücre olduğunu gösermekedir. Tahmin sonuçlarıyla birlike verilen değerleri isihdam ve verimlilik denklemlerindeki uyum hızı kasayılarının ( α 1, α y1 ) anlamlı bir şekilde sıfırdan farklı olmadığını oraya koymakadır. Dolayısıyla bu değişkenler zayıf dışsaldır. Başka bir ifadeyle, isihdam ve verimlilik değişkenleri uzun dönem dengesinde oraya çıkan poziif ya da negaif sapmaya reaksiyon gösermemekedir. Buna karşın reel ücre denklemindeki uyum hızı (α 1 ) anlamlı bir şekilde sıfırdan farklıdır. Dolayısıyla uzun dönem dengesine uyarlanma reel ücre değişkeni vasıasıyla olmakadır. Bu sonuç Türkiye iş gücü piyasasında dengeye uyarlanmanın isihdam yoluyla değil reel ücreler yoluyla olduğunu oraya koymakadır. Dünya Bankası arafından 2006 yılında yayımlanan Türkiye iş gücü piyasası raporu da bu bulguyu deseklemekedir. Türkiye iş gücü piyasasında isihdam esnek değildir. Kaı iş gücü mevzuaı ve sıkı iş gücü piyasası düzenlemeleri; işen çıkarmaların maliyelerini doğrudan, yeni işe alımların maliyelerini ise dolaylı olarak ekilemekedir. Bu durumda firmalar yeni işçi isihdam edeceklerinde ya da işçileri işen çıkaracakları zaman bu maliyeleri de göz önünde bulundurmakadır. Özele, 9
Türkiye iş gücü piyasasında kaı çalışma mevzuaı ve sıkı düzenlemeler isihdamın kaı olmasına yol açmakadır. Tablo 5 iş gücü piyasasında dengeye uyarlanmanın (α 1 =0.14) yavaş olduğunu gösermekedir. Uzun dönem dengesine uyarlanmanın yavaş olmasının poansiyel nedenlerinden birisi; ücrelerde özellikle azalma yönündeki kaılıklardır. Bu bağlamda isihdamın kaı olduğu gerçeği göz önünde bulundurulduğunda, iş gücü piyasasının ekinliği için ücrelerdeki bu kaılıkların giderilmesi önemlidir. Yapısal Analiz Bu bölümde sisem üzerine eş büünleşme analizinden ve eorik modelden yararlanılarak ayrışırma kısıları konulacakır. Bu kısılarla ayrışırılmış olan Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) ahmin edilerek eki epki ve varyans ayrışırması analizleri yapılacakır. Yapısal Vekör Haa Düzelme Modeli (SVECM) SVECM indirgenmiş form Vekör Haa Düzelme Modeli (VECM) nin Vekör Harekeli Oralama (VMA) emsiline dayanmakadır 6. Eş büünleşik değişkenlerin veri yaraan süreci indirgenmiş form VECM olarak aşağıdaki gibi yazılabilir. x x x x u (5.1) 1 1 1 p 1 p 1 burada uyum hızı kasayılarını içeren nx1 boyuunda bir vekör, nx1 boyuunda eş büünleşme vekörü, nxn boyuunda kısa dönem kasayılar marisi, x i nx1 boyuunda içsel değişkenler vekörü ve u ise sıfır oralama ve sabi varyanslı bozucu erimler vekörüdür. (5.1) nolu denklemdeki indirgenmiş form VEC modelinin VMA emsili aşağıdaki biçimdedir. (5.2) j j 0 i1 j1 x u u x burada p 1 1 ( ( I n i ) ) i 1 dir. VMA da ve j marisleri siseme gelen şoklara değişkenlerin epkilerini emsil emekedir. Eşilik (5.1) deki u bir dönem ileri öngörü haası olduğundan, söz konusu şoklar öngörü haalarıdır. Bu nedenle ve j sonsuza giikçe, j sıfıra yakınsadığı için j öngörü haası eki epkilerini emsil emekedir. Ancak j geçici ekileri içermekedir. Buna karşın uzun dönem ekileri emsil emekedir. Öngörü haası eki epkileri ekonomik eoriye dayanmamakadır. Bu nedenle eki epki analizinden elde edilen sonuçların yorumlarının anlamlı olmayacağı açıkır. Ekonomik olarak anlamlı sonuçlara ulaşılabilecek bir eki epki analizi için şoklar ayrışırılmalıdır. 6 Bu bölümdeki açıklamalar ağırlıklı olarak Breiung, Brüggemann ve ükepohl (2004) e dayanmakadır. 10
Dikeyselleşirilmiş eki epkilere ulaşmak için yapısal şoklar ( ) ve bozucu erimler ( u ) arasında aşağıdaki gibi bir ilişkinin olduğu varsayılmakadır. u B (5.3) (5.3) nolu denklem (5.2) deki VMA da yerine konulduğunda, dikeyselleşirilmiş kısa dönem eki epkiler B j ifadesinden ve uzun dönem ekiler ise B den elde edilebilir. Sisemde r eş büünleşme vekörü varsa, marisinin rankı n-r olacakır. Dolayısıyla B marisi de n-r ranka sahip olacakır. Bu durumda söz konusu marisin B en fazla r ade sıfır süunu olabilir. Bu nedenle sisemde en fazla r geçici şok (uzun dönem ekisi olmayan şok) ve n*=n-r ade ise kalıcı şok (uzun dönem ekisi olan şok) olabilir. Veri indirgenmiş rank marisi alında, uzun dönem eki marisinin sıfır süunlarının her biri n* bağımsız kısıı emsil emekedir. Dolayısıyla sisemde r ade geçici şok varsa, ilgili sıfır süunları n*r bağımsız kısıı ifade eder. Kalıcı şokları am olarak ayrışırmak için n*(n*-1)/2 ade ilave kısıa ihiyaç vardır. Geçici şokları ayrışırmak için ise r(r-1)/2 ilave kısı gerekmekedir. Sonuç olarak, sisemdeki şokların am olarak ayrışırılabilmesi için gerekli olan oplam kısı aşağıda verilmekedir. Ayrışırma Kısıları n ( n 1) r( r 1) n( n 1) nr 2 2 2 Yapısal şokları ayrışırmak için eorik model ve eş büünleşme analizinden gelen uzun dönem kısıları ve ekonomik eori göz önünde bulundurularak kısa dönem kısıları sisem üzerine konulmuşur. Üçüncü bölümdeki eş büünleşme analizi ücre denkleminin durağan olduğunu oraya koymakadır. Dolayısıyla analiz sisemde bir geçici şok (ücre şoku), iki de kalıcı şok (verimlilik ve emek alebi şoku) olduğunu gösermekedir. Başka bir ifadeyle, eş büünleşme analizi ücre şokunun sisemdeki değişkenler üzerinde uzun dönem ekisinin olmadığını ima emekedir. Bu analizin sonucu göz önünde bulundurularak, uzun dönem eki marisinin son süunun elamanları sıfır olarak kısılanmışır. * * 0 B * * 0 * * 0 Sisem üzerine konulan diğer uzun dönem kısı ise eorik modelden gelmekedir. Üreim fonksiyonunun ölçeğe göre sabi geiriye 1 sahip olduğu varsayıldığında, eorik modelin çözümünden de görülebileceği gibi, emek alebi şoku ve ücre şoku verimlilik üzerinde uzun dönem ekiye sahip olmamakadır. Teorik modelden gelen bu uzun dönem kısıı şu şekilde göserilebilir. * 0 0 B * * * * * * 11
Kısa dönem kısıları ise ücrelerin hızlı bir şekilde değişmediği gerçeği göz önünde bulundurularak konulmuşur. Ücreler uzun dönemli sözleşmelerde belirlendiğinden, ekonomik koşullarda değişim olduğunda ücreler aynı hızda değişirilmemekedir. Buradan harekele emek alebi ve verimlilik şoklarının reel ücreler üzerinde eş anlı ekiye sahip olmadığı varsayılmışır. Bu kısa dönem kısıları B marisi üzerine aşağıdaki biçimde konulmuşur 7. * * * B * * * 0 0 * SVECM Tahmin Sonuçları, Eki Tepki Analizi ve Varyans Ayrışırması Bu bölümde öncelikle SVECM in gecikme uzunluğu model seçim krierlerinden yararlanılarak belirlenmişir. Bu krierler opimum gecikme uzunluğunun bir olduğuna işare emekedir. SVECM (1) modeli ahmini sonucunda kısa dönem eki marisi (B) ve uzun dönem eki marisi ( B) aşağıdaki biçimde elde edilmişir. 0.0333 0.0061 0.0118 (0.0059) (0.0119) (0.0101) B 0.0112 0.0207 0.0108 (0.0065) (0.0071) (0.0091) 0 0 0.0732 (0.0079) ve 0.0293 0 0 (0.0044) B 0.0047 0.0116 0 (0.0032) (0.0033) 0.017 0.1273 0 (0.0333) (0.0359) burada paranez içerisindeki ifadeler SVECM (1) in 1000 boosrap yinelemesinden elde edilen her bir noka ahminci için sandar haaları emsil emekedir. Kısa dönem eki marisindeki ilk saır sisemdeki şokların verimlilik üzerindeki eş anlı ekisini, ikinci saır isihdam üzerindeki eş anlı ekisini ve üçüncü saır ise reel ücreler üzerindeki eş anlı ekisini gösermekedir. Kısa dönem kısılardan dolayı verimlilik ve emek alebi şokunun reel ücre üzerinde eş anlı ekisi sıfırdır. Benzer şekilde eş büünleşme analizinden gelen kısı nedeniyle ücre şokunun uzun dönem ekisi sıfırdır. Yine ölçeğe göre sabi geiri varsayımı sonucundan eorik modelden gelen kısı nedeniyle emek alebinin verimlilik üzerindeki uzun dönem ekisi sıfırdır. Hem kısa hem de uzun dönem ekiler eorik beklenilerle uyumlu ve isaisiksel olarak anlamlıdır. D y Yapısal şokların (,, ) modeldeki değişkenler üzerindeki ekilerini analiz emek için SVECM(1) den eki epkiler elde edilmişir. Yapısal şoklara değişkenlerin epkisi Şekil 2 de göserilmekedir. Yapısal şokların isihdam üzerindeki ekileri incelendiğinde, verimlilik şokunun isihdam üzerinde negaif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu görülmekedir. Benzer şekilde ücre şoku da isihdamda isaisiksel olarak anlamlı bir azalmaya yol açmakadır. Reel ücrein şoklar sonrası davranışı incelendiğinde, verimlilik şokunun reel ücre üzerinde önemli bir ekisinin olmadığı görülmekedir. Buna karşın, emek alebi şoku reel ücre üzerinde uzun 7 Eş büünleşme analizi yalnızca bir eş büünleşme ilişkisi olduğunu göserdiği için sisemde iki kalıcı şok (n*=2) vardır. İki kalıcı şok olduğu için n*(n*-1)/2=1 ilave uzun dönem kısı konularak, kalıcı şoklar ayrışırılmışır. Bir eş büünleşme ilişkisi olduğu için geçici şokun ayrışırılması için ilave ayrışırma kısıı gerekmemekedir. Buna rağmen B marisi üzerine iki kısa dönem kısıı konularak, aşırı belirlenmiş bir SVECM modeli benimsenmişir. Dolayısıyla bir sonraki bölümdeki eki epki ve varyans ayrışırması analizleri aşırı belirlenmiş SVECM e dayanmakadır. 12
dönem ekiye sahipir. Bu şok sonrasında reel ücree önemli bir arış söz konusudur. Son olarak emek alebi ve ücre şoklarının verimlilik üzerindeki ekileri oldukça farklıdır. Emek alebi şoku verimliliğin azalmasına yol açarken, ücre şoku verimlilike arışa neden olmakadır. Her iki şokun verimlilik üzerindeki ekisi de isaisiksel olarak anlamlıdır. Şekil 2: İsihdam, verimlilik ve reel ücrein yapısal şoklara epkisi. %70 boosrap güven aralıkları 1000 boosrap yinelemesine dayanmakadır. İş gücü piyasasındaki dalgalanmaların kaynaklarını belirlemek için varyans ayrışırması analizi de yapılmışır. Bu analiz sonuçları Tablo 6 da sunulmakadır. Varyans ayrışırması analizi sonuçlarına göre, reel ücrelerdeki dalgalanmanın emel kaynağı emek alebi şokudur. Buna karşın verimlilik şoku reel ücrelerin öngörü haa varyansının çok küçük bir bölümünü açıklamakadır. İsihdamdaki dalgalanmanın en önemli kaynağı da emek alep şokudur. Bununla birlike verimlilik şoku da isihdamdaki değişimin açıklanmasında önemlidir. Faka ücre şoku isihdamdaki değişimin açıklanması bakımından büyük bir öneme sahip değildir. Bu şok isihdamdaki çok kısa dönemli dalgalanmaların kaynağını oluşurmakadır. Son olarak, verimlilikeki dalgalanmaların en önemli kaynağı verimlilik şokudur. Ücre şoku ve emek alebi şoku verimliliği yalnızca çok kısa dönemde ekilemekedir. 13
Tablo 6: Değişkenlerin Varyans Ayrışırması Reel ücrein Varyans Ayrışırması İsihdamın Varyans Ayrışırması Verimliliğin Ayrışırması Varyans h y D Varyans ayrışırması ve eki epki analizlerinin sonuçları birlike değerlendirildiğinde Türkiye iş gücü piyasasına ilişkin iki ilginç bulgu ön plana çıkmakadır. İlki, reel ücreler verimliliği önemli ölçüde ekilerken, verimliliğin reel ücreler üzerinde önemli bir ekisi yokur. Bu sonuç Elgin ve Kuzubaş (2012) arafından ileri sürülen reel ücre ve verimlilik bağının kopuğu argümanını deseklemekedir. İkincisi, verimlilik isihdamı hem kısa hem de uzun dönemde olumsuz ekilerken, reel ücreler isihdamda yalnızca kısa dönemde azalmaya yol açmakadır. Dolayısıyla, isihdam açısından verimlilik önemli bir değişken olarak ön plana çıkmakadır. Bu bulgu ışığında, Türkiye ekonomisinin 2002 sonrasındaki zayıf isihdam performansının arka planında söz konusu dönemde verimlilikeki arışın olduğu ifade edilebilir. V. SONUÇAR y 1 0 0 1 0.19 0.64 0.17 0.86 0.03 0.11 4 0.05 0.12 0.83 0.16 0.76 0.08 0.82 0.11 0.07 8 0.02 0.54 0.44 0.15 0.79 0.06 0.87 0.08 0.05 12 0.02 0.75 0.24 0.15 0.81 0.05 0.90 0.06 0.03 16 0.01 0.84 0.15 0.14 0.82 0.04 0.92 0.05 0.03 20 0.01 0.88 0.10 0.14 0.82 0.03 0.94 0.04 0.02 Bu çalışma küçük boyulu bir makroekonomik model emelinde Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerini incelemeyi amaçlamakadır. Bu amaç çerçevesinde çalışmada eş büünleşme analizi, SVECM ahmini, eki epki ve varyans ayrışırması analizleri gerçekleşirilmişir. Eş büünleşme analizi sonuçları reel ücreler, verimlilik ve isihdam arasında bir uzun dönem ilişkisi olduğunu oraya koymakadır. Bu çerçevede ahmin edilen ücre denklemine göre, Türkiye iş gücü piyasasında reel ücrelerin uzun dönem verimlilik esnekliği oldukça düşük ve isaisiksel olarak anlamlı değildir. Buna karşın isihdam, reel ücreleri önemli ölçüde ekilemekedir. Tahmin edilen eş büünleşme ilişkisine dayanan Haa Düzelme Modelleri ise Türkiye iş gücü piyasasındaki kili değişkenin reel ücre olduğunu oraya koymakadır. Bu modellerin ahmin sonuçlarına göre, yalnızca reel ücre denklemindeki uyarlanma hızı kasayısı anlamlıdır. Başka bir ifadeyle Türkiye iş gücü piyasasında verimlilik ve isihdam zayıf dışsal değişkenlerdir. Bu bulgu iş gücü piyasasının ekonomik koşullardaki değişmelere reaksiyonun reel ücreler yoluyla olduğunu ima emekedir. Ancak ahmin edilen uyum hızı kasayısı düşükür. Dolayısıyla iş gücü piyasası ekonomik koşullardaki değişmelere yavaş reaksiyon gösermekedir. SVECM ahminine dayanan eki epki ve varyans ayrışırması analizleri de Türkiye iş gücü piyasasının dinamiklerine ilişkin önemli deliller oraya koymakadır. Bu analizlere göre, reel ücreler ve isihdamın en önemli belirleyicisi emek alebi şokudur. Verimlilik şoku isihdamın hem kısa hem de uzun dönemde azalmasına yol açarken, reel ücrelerde önemli bir değişime neden olmamakadır. Buna karşın ücre şoku kısa dönemde verimlilike anlamlı bir arışa yol açmakadır. Bu bulgu Türkiye iş gücü piyasasında verimliliken reel ücrelere doğru bir ilişki olmadığını, buna karşın reel ücrelerden verimliliğe doğru poziif bir ilişki olduğunu ima emekedir. Sonuç olarak, çalışmanın ampirik analizi; Türkiye iş gücü piyasasının ekonomik koşullardaki değişime reel ücreler yoluyla yavaş bir şekilde reaksiyon göserdiğini, bu piyasada isihdamın kaı olduğunu, verimliliken reel ücrelere doğru güçlü bir bağın olmadığını, reel D y D 14
ücreler ve isihdamdaki dalgalanmaların en önemli kaynağının emek alebi şoku olduğunu oraya koymakadır. Bu bulgular ışığında, Türkiye iş gücü piyasasının zayıf performansının arka planında ücreler ve isihdamdaki kaılıklar olduğu ifade edilebilir. Bu bağlamda, iş gücü piyasasında ekinliği arırmayı amaçlayan poliikalarda öncelik bu kaılıkların oradan kaldırılmasına verilmelidir. Kaynakça Akçoraoğlu, A., (2010). Employmen, Economic Growh and abor Marke Performance: The Case of Turkey, Ekonomik Yaklaşım, 77(21), 101-114. Alexander, C., (1993), The changing relaionship beween produciviy, wages and unemploymen in he U.K, Oxford Bullein of Economics and saisics, 55(1): 87-102. Aslan M, Aslan H.K., Yalama, A., (2009), The dynamics of real wages and produciviy in public and privae secors: an empirical invesigaion for 1963-2007 period in Turkey, Invesmen Managemen and Financial Innovaions, 6(3):179-185 Apergis, N. ve Theodosiou, I. (2008). The Employmen-age Relaionship: as Keynes righ afer all?, American Review of Poliical Economy, 6 (1),40-50. Aresis, P. ve Biefang-Frisancho Mariscal, I. (1995). age deerminaion in he UK, Applied Economics, 27, 523-528 Bender, K. ve Theodossiou, I. (1999). The Real age-employmen Relaionship, Journal of Pos Keynesian Economics, 21, 621-637. Bildirici, M. ve Alp, E. A., (2012). Minimum wage is efficien wage in Turkish labor marke: TAR coinegraion analysis, Qualiy & Quaniy: Inernaional Journal of Mehodology, 46(4):1261-1270. Breiung, J., Brüggemann, R. ve ükepohl, H. (2004). Srucural vecor auoregressive modeling and impulse responses. Applied ime series economerics. (Ed: H. ükepohl ve M. Krazig) Cambridge: Cambridge Universiy Press.159-221. Brüggemann, R. (2006). Sources of German Unemploymen: A Srucural Vecor Error Correcion Analysis, Empirical Economics, 31(2), 409-431. Cavelaars P. (2005). Has he Tradeoff Beween Produciviy Gains and Job Growh Disappeared? Kyklos, 58, 45 64. Chrisopher A. Pissarides & Giovanna Vallani, (2004). "Produciviy Growh and Employmen: Theory and Panel Esimaes," CEP Discussion Papers dp0663, Cenre for Economic Performance, SE. Chrisopoulos, D. K. (2005). A Noe on he Relaionship Beween Real ages and Employmen: Furher Evidence from Panel Coinegraion Tess, Journal of Economic Sudies, 32(1), 25-32. Dew-Becker, Ian ve Rober J. Gordon, (2012). "The Role of abor-marke Changes in he Slowdown of European Produciviy," Review of Economics and Insiuions, 3(2). Dibooglu, Selahain & Enders, aler, (2001). "Do Real ages Respond Asymmerically o Unemploymen Shocks? Evidence from he U.S. and Canada," Journal of Macroeconomics,23(4), 495-515. Dolado, Juan J. ve Jimeno, Juan F., (1997). "The causes of Spanish unemploymen: A srucural VAR approach," European Economic Review,41(7), 1281-1307. Elgin, C. ve Kuzubaş, T. U., (2012), age-produciviy Gap in Turkish Manufacuring Secor, İkisa,İşleme ve Finans, 27(316), 09-31. Klein, Nir (2012). Real age, abor Produciviy, and Employmen Trends in Souh Africa: A Closer ook, IMF working paper.. Kim, Sangho, im, Hyunjoon ve Park, Donghyun, (2010). "Produciviy and Employmen in a Developing Counry: Some Evidence from Korea," orld Developmen,38(4), 514-522. 15
Marcellino, M. ve Grayham E. Mizon, (2001). "Small-sysem modelling of real wages, inflaion, unemploymen and oupu per capia in Ialy 1970-1994," Journal of Applied Economerics, 16(3), 359-370. Mein, K. ve Üçdoğruk, Ş. (1998). Türk İmala Sanayii nde Uzun Dönem Ücre-Fiya-İsihdam İlişkilerinin Ekonomerik Olarak İncelenmesi, Çukurova Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 8(1), 279-287. Muscaelli, V. Anon ve Parizio Tirelli, (2001). "Unemploymen and growh: some empirical evidence from srucural ime series models," Applied Economics, 33(8), 1083-1088. Narayan, P.K. (2005) Saving and Invesmen Nexus for China: Evidence from coinegraion ess, Applied Economics,37, 1979-1990. Narayan, P. K. ve Smyh, R., (2009), The effec of inflaion and real wages on produciviy: new evidence from a panel of G7 counries, Applied Economics, 41, 1285-1291. Nickell, Sephen J & Symons, James, (1990). "The Real age-employmen Relaionship in he Unied Saes," Journal of abor Economics,1-15. Özaa, E. ve Esen, E. (2010) Reel ücreler ve isihdam arasındaki ilişkinin ekonomerik analizi, Anadolu üniversiesi sosyal bilimler dergisi, 10(2), 55-70. Pesaran, M.H., Shin, Y., Smih, R.J., (2001). Bounds Tesing Approaches o he Analysis of evel Relaionships, Journal of Applied Economerics, 16, 289-326. Sağlam, B.B. ve Günalp, B. (2012), The Bevridge curve and labour marke dynamics in Turkey, Applied Economics, 44(24), 3195-3202. Taymaz E., Voyvoda, E., Yilmaz, K., (2010), Transiion o Democracy, Real ages and Produciviy: Evidence from he Turkish Manufacuring Indusry, DIME orkshop on Firm Selecion and Counry Compeiiveness, Nice Côe d'azur, 24-26 March. Taymaz, E. (2012). Employmen, inequaliy and povery, in M. Heper and S. Sayari (eds.), The Rouledge Handbook of Modern Turkey, 364-375. Türkyılmaz, S. ve Özer, M. (2008). A ime series analysis of urkish unemploymen, MIBES Transacions, 2(1), 175-189 akeford, J., (2004), The produciviy-wage relaionship in Souh Africa: an empirical invesigaion, Developmen Souh Africa, 21:109 32. elfe, Aleksander ve Majserek, Michal, (2002). " age and Price Inflaion in Poland in he Period of Transiion: The Coinegraion Analysis," Economic Change and Resrucuring, 35(3), 205-19. orld Bank (2006) abor Marke Sudy, No. 33254-TR 16
EK 1. Johansen eş büünleşme esi için VAR modeli gecikme uzunluğu seçimi ve ookorelasyon esi sonuçları 2. ARD sınır esi gecikme uzunluğu seçimi 3. 17
4. ARD (4,2,0) Modelinin arıkları 8.8 8.4.4 8.0.2 7.6.0 7.2 -.2 -.4 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 Residual Acual Fied 5. SVECM (1) için Tanısal Tes Sonuçları İndirgenmiş form VECM (1) in anısal es sonuçları VARCHM (4) = 179.2039 (p-val= 0.0247), M (4)= 51.3368 (p-val= 0.0468) İndirgenmiş form VECM (1) için isikrarlılık analizi sonuçları 18