TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA

TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Üniversiesi H. Kürşad ASLAN Ken Sae Üniversiesi Öze İskandinav ücre modelinden hareke eden bu çalışma, maksimum olabilirlik emelli eş-büünleşme yaklaşımını kullanarak 1963 2006 döneminde Türkiye de kamu işçi, memur ve özel sekör işçi ücreleri arasındaki uzun dönem ilişkiyi araşırmışır. Yapılan eş-büünleşme analizi bu ücreler için bir ade orak yörünge espi emişir. Yapılan zayıf dışsalık analizi üm ücrelerin içsel değişken olduğunu gösermişir. Bu bağlamda bu çalışma İskandinav modelinde lider ücre olarak vurgulanan ve diğer sekör ücreleri arafından akip edilen özel sekör ücrelerinin Türkiye için doğru olmadığını espi emişir. Bu çalışma son olarak uzun dönemde bu üç ücrein birbirlerinden uzaklaşmama eğiliminde olduğunu gösermişir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Anahar Kelimeler: Kamu Ve Özel Sekör Ücreleri, Zaman Serisi Analizi, Eş-Büünleşme, Vekör Haa Düzelme 23

THE RELATIONS BETWEEN PUBLIC AND PRIVATE SECTOR WAGES IN TURKEY FOR 1963 2006 PERIOD: AN EMPIRICAL ANALYSIS Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Universiy H. Kürşad ASLAN Ken Sae Universiy Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Absrac By employing Scandinavian wage deerminaion model as he heoreical reference, his sudy by using maximum likelihood coinegraion approach invesigaes long run relaionship beween public officials, public secor workers and privae secor workers wages in Turkey for 1963 2006 period. The coinegraion analysis finds one common rend among hese wages. Weak-exogeneiy es shows ha all he wages are endogenous variables. In oher words, his sudy concludes ha he privae secor s wage leadership main assumpion of he Scandinavian model is no a valid assumpion for Turkish case. Finally, he sudy shows ha hree wages do no diverge from each oher in he long run. Key Words: Public And Privae Secor Wages, Time Series Analysis, Coinegraion, Vecor Error Correcion 24

1. GİRİŞ Kamu seköründe isihdam edilenlerin rakamsal büyüklüğü gerek mulak ve gerekse de nispi anlamda ciddi düzeylere ulaşmışır. Kamu seköründe isihdam edilenlerin oplam isihdam içerisindeki payı gelişmiş pek çok ülkede oldukça ciddi düzeylere ulaşmışır. İsveç ve Danimarka gibi İskandinav ülkelerinde kamu çalışanlarının oplam isihdam edilebilir nüfus içindeki payı % 25 lerin üzerindedir (OECD, 2008). Bu oran Avusurya, Finlandiya ve Fransa da %20 lerin üzerindedir. Türkiye de kamu çalışanlarının oplam ücre geliri elde edenler içindeki payı % 25 ler civarındayken (Tansel, 2004: 2) oplam isihdam edilebilir nüfus içerisindeki payı yaklaşık %10 lar civarındadır (OECD, 2008: 21). Kamu isihdamı ve ücre poliikalarının kamuoyunda oplumun geneli için kamu malları üreimini genişlemek ve kamu üreimini daha verimli hale geirmek gibi nielikli amaçlı göserilse de bu poliikalar pek çok yerde kamu kaynaklarının küçük gruplara paronaj amaçlı dağııldığı diğer bir araç olarak düşünülmekedir (Tansel, 2004:2). Türkiye bağlamında da yakın zamana kadar kamu sekörü isihdamı poliikacılar arafından kullanılan bir paronaj aracı durumundadır (Buluay, 1995 ve Tansel, 2004). Dünyanın pek çok ülkesinde kamu seköründe çalışanların oplam isihdam içindeki payının oldukça ciddi bir yer eşkil emesine rağmen, kamu seköründe ücrelerin ve isihdamın ne şekilde oluşuğunu açıklayan çalışma sayısı oldukça sınırlıdır (Johansen ve Srom, 2001: 311). Bunun bir nedeni yukarıda da belirildiği üzere, kamu sekörü isihdam ve ücre poliikalarının (pek çok ülkede) poliikacılar arafından ekonomik rasyonalieden farklı amaçlarla kullanılmasıdır (Alesine vd. 1998:2 3). Bu konuda karar vericilerin, poliik paronaj ya da seçim kazanma gibi amaçları bu kişilerin karar verme moiflerinin ekonomik ekinliken uzaklaşılmalarına neden olmuşur. Kamusal isihdam ve ücre kararları sadece neoklasik bir çerçeveden değil ekonomi disiplinin oraya koyduğu diğer alep, arz, işsizlik ve verimlilik gibi emek piyasaları ile ilgili değişkenlerle de örüşmediğine olan inanç araşırmacıları bu konulardan uzaklaşırmışır. Böyle bir genellemenin oldukça sağlam emellere sahip olmasına rağmen; kamusal isihdam ve ücre poliikaları gibi konular ikisa disiplininin görüş alanından amamı ile çıkmışır savı da am olarak gerçeği yansımamakadır (Johansen ve Srom, 2001: 311). Bu savı zayıflaan önemli bir eorik model İskandinav Ücre Modelidir. Bu modelin eorik çerçevesi neoklasik yaklaşımla oldukça geniş bir kesişim kümesine sahipir. Bu çalışmanın amacı İskandinav modeli ekseninde Türkiye de kamu ve özel sekör ücreleri arasındaki ilişkinin araşırılmasıdır. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 25

İskandinav modelinin cevaplandırmak isediği soru: Farklı karaker ve yapısal özelliklerde de olsalar, neden birçok sekörde ücreler benzer davranışlar (arma ya da azalma) seyremekedir? Teorik olarak dış icaree yakın olan sekörlerdeki ücreler genelde yurdışında muadili işgücünün ücreleri ile paralel bir doğruluda hareke emekedirler. Ancak yapısal özellikleri iibari ile dış icaree yakın olmayan (örneğin hizme ve kamu hizmeleri) sekörlerdeki ücrelerin icaree yakın sekörlerdeki ücreler ile gözlemlenen yakın ilişkisi İskandinav modelin başlangıç nokası olarak görülebilir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Bu çalışmanın iki emel amacı vardır. Kamu sekörü ile özel sekör ücreleri arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığının araşırılması bu çalışmanın ilk amacını oluşurmakadır. Birinci amaçla bağlanılı olarak eğer ücreler arasında uzun dönemli bir ilişki var ise bu ilişkinin kısa dönemli dinamiklerini incelemek bu çalışmanın ikinci amacını gösermekedir. Bu çalışmada bu amaçları gerçekleşirmek için Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen Eş-büünleşme (co-inegraion) analizi emelli Vekör Haa Düzelme Modeli (Vecor Error Correcion Model) kullanılmışır. Türkiye de uzun dönemde kamu ve özel sekörü ücrelerinin birbirleriyle eş-büünleşik olduğu veya birbirlerinden çok fazla uzaklaşmadıkları sonucuna varılmışır. Bu çalışma 4 ana bölümden oluşmakadır. Takip eden bölümde Türkiye de 1963 2006 döneminde isihdam ve reel ücrelerin gelişimi hakkında bilgi sunulacakır. Daha sonra, bu çalışmanın eorik çerçevesini oluşuran İskandinav Ücre Modeli anıılacakır. Daha sonraki bölümde bu eorik modelin çerçevelediği sisem Türkiye için nasıl uygulandığı (veri ve analiz) anlaılacakır. Bu bölümde ayrıca elde edilen sonuçlar yorumlanacakır. Sonuç kısmında yapılan çalışma genel haları ile değerlendirilecekir. 2. TÜRKİYE DE İSTİHDAM VE ÜCRETLER Türkiye de devle yöneiminin yapısı ve devlein ekonomi içerisindeki rol anımı zaman içerisinde bazı değişikliklere uğramışır. Özellikle 1930 1950 ve 1960 1980 li yıllarda devlein ekonomi içerisindeki rolünde meydana gelen genişlemeler kamu kesiminde birçok kurum ve organizasyonun kurulmasına neden olmuşur. Bu kurum ve organizasyonların görev, kapsam ve yekilerinde farklılıklar vardır. Bu kurum ve organizasyonlar ayrıca farklı büçeler içerisinde akip edilmekedirler. İşe bu nedenlerden dolayı bu kurumlarda çalışanların özlük haklarında da farklılıklar yaramışır (Tansel, 2004: 2). Türkiye de kamusal isihdam, kamu malları üreim fonksiyonunda yer alan bir üreim faköründen daha farklı algılanmakadır. Resmi olarak 26

kabul edilemese de kamusal isihdam devlein fonksiyonlarından bir anesi olarak algılanmakadır (Tansel, 2004: 1). Kamu kesiminde isihdam Türkiye de yakın zamana kadar poliikacılar arafından kullanılan bir paronaj aracı durumundadır (Buluay, 1995 ve Tansel, 2004:2). Aşağıdaki abloda 5 er yıllık dönemler halinde 1975 2006 dönemine ai isihdam ve nüfus verileri göserilmişir. 1975 yılında oplam nüfus 40,2 milyon iken bu nüfusun yaklaşık 15,2 milyonluk kısmı isihdam edilmekedir. Aynı yıl (1975) kamu seköründe isihdam edilen oplam kişi sayısı 869 bindir. 1975 yılında her 100 çalışan arasında kamu çalışanı sayısı 5,7 kişidir. Yine 1975 yılında her 100 kişilik nüfus için çalışan kamu personeli sayısı 2,1 dir. 2006 yılına gelindiğinde oplam kamu personeli sayısı 2.448 milyon kişiye ulaşmışır. Bu yıl her 100 kişi başına düşen kamu çalışanı sayısı yaklaşık olarak 3,6 iken her 100 çalışandan yaklaşık olarak 10,9 u kamu seköründe isihdam edilmekedir. OECD ülkelerinde her 100 kişi başına düşen kamu personeli sayısı yaklaşık olarak 5,2 kişi iken her 100 çalışan içerisinde kamu personeli sayısı yaklaşık olarak 17,2 kişidir. Dünya genelinde 1997 rakamlarıyla 100 kişi başına düşen kamu görevlisi sayısı 3,6 iken her 100 isihdam edilenden yaklaşık olarak 11 i kamu kurum ve kuruluşlarında çalışmakadır. Türkiye deki rakamları OECD ülkeleriyle karşılaşırıldığında Türkiye deki kamu çalışanlarının nispi olarak az olduğu sonucuna varılabilir. Dünya geneli ile karşılaşırıldığında, Türkiye deki rakamların dünya oralamasına oldukça yakın olduğu gözlemlenmekedir (Tansel, 2004: 3). Tablo-1: Türkiye de İsihdam ve Nüfus Kamusal İsihdam: Büçe Türlerine Göre Konsolide Genel Büçe Kama Büçe Büçe Toplam İsihdam Nüfus 1975 743,3 125,9 869,2 15.175,0 40.289,0 1980 1.134,0 238,4 1.372,4 16.523,0 44.438,0 1985 1.240,1 298,4 1.538,5 17.547,0 50.306,0 1990 1.379,6 356,1 1.735,7 18.539,0 56.203,0 1995 1.544,5 410,8 1.955,3 20.586,0 61.644,0 2000 1.800,1 410,6 2.210,7 21.580,0 67.461,0 2006 2.091,3 357,1 2.448,4 22.330,0 72.974,0 Kaynak: TUİK (2006). Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Tablo 2 ve Şekil 1 de Türkiye de özel ve kamu sekörü reel ücrelerindeki gelişmeler göserilmekedir. Şekil 1 den de akip edileceği gibi Türkiye de 1963 en 1980 li yılların başlarına kadar reel ücreler 27

Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN küçük dalgalanmalar gösermekedir. Bu dönemde kamu ve özel sekör işçi ücrelerinde gözle görünür bir arış rendi söz konsudur. Bu dönemde memur ücreleri de dalgalanmalar gösermekedir. Memur ücreleri özellikle 1978 sonrasında ciddi bir azalış rendi içerisine girmişir. Tablo 2 Türkiye de 10 ar yıllık dönemler halinde reel ücreler ve GSMH daki değişme oranlarını birikimli olarak gösermekedir. Tablo 2 den de gözlemleneceği gibi, 1963 1970 döneminde reel ücrelerdeki arış oranı özel sekör işçi ücrelerinde %54, kamu işçi ücrelerinde %77 ve memur ücrelerinde%62 civarında olmuşur. 1970 1980 dönemindeki kamu ve özel sekör işçi ücreleri yaklaşık olarak sırasıyla %58 ve %24 civarında ararken memur ücreleri yaklaşık olarak %35 civarında azalmışır. 1970 li yılların başlarında oraya çıkan ve 1970 lerin ikinci yarısında kendisini hisseiren perol şokları ve o dönemde izlenen ihal ikameci sraejinin sürdürülemez hale gelmesi sonucu yaşanan ekonomik sarsını bu dönemde ücreleri de olumsuz ekilemişir. 1963 1980 dönemine daha dikkale bakıldığında memurların diğer çalışanlara göre ciddi kayıplarının olduğu söylenebilir. Özellikle 1979 ve 1980 yıllarında memur ücrelerinin reel anlamda %36 civarında azalması sonucunda memurların reel ücrelerinin bu 17 yıllık dönemde hemen hemen hiç armamışır. 1963 1980 döneminde reel GSMH nın %115 arığı düşünülecek olursa bu dönemde memurlar çok ciddi nispi refah kaybıyla yüzyüze kalmışlardır. Tablo-2: Türkiye de Reel Ücrelerdeki Gelişmeler Dönemler İşçi (Kamu S.) Birikimli % Arış Oranı Memur İşçi (Özel S.) Reel GSMH 1963 1980 180,3 4,4 91,7 114,9 1963-1970 76,9 61,6 54,4 45,6 1970-1980 58,4-35,3 24,1 47,6 1980 1990 57,8 45,6 198,1 66,3 1990 2000 126,7 33,4 76,4 40,8 2000 2006-20,5-9,3-8,7 29,6 1963 2006 697,2 85,1 820,0 552,1 Kaynak: TUİK (2006), TOBB (2002) 28

Şekil-1: Kamu ve Özel Sekör Reel Ücreleri 1963-2006 Dönemi 70 60 50 40 30 20 10 WP WG WM 70 60 50 40 30 20 10 0 0 1963 1966 1969 1972 1975 1978 1981 1984 1987 1990 1993 1996 1999 2002 2005 WP: Özel Sekör İşçi Ücreleri, WG: Kamu İşçi Ücreleri, WM: Memur Ücreleri. Veriler 1963=1 TÜFE endeksi kullanılarak reel hale geirilmişir. Kaynak: TUİK (2006), TOBB (2002) 1980 li yıllarda oraya konulan liberalleşme poliikaları ve bunun uzanısı olan reel ücrelerin düşürülmesine ilişkin cabalar kendisini 1980 li yıllarda yoğun bir şekilde hisseirmişir. 1983 1986 dönemi ek başına ikidarda olan ANAP hükümeinin ilk üç yılını gösermeke ve bu dönemde kamu ve özel sekördeki reel ücreler %20 25 düzeylerinde azalma gösermekedir. 1987 yılı seçim yılı olması nedeniyle ANAP hükümei kamu işçi ve memur ücrelerine reel anlamda %20 ve %14 lük arışlar sağlamış ve ANAP 1987 seçimlerini de kazanmayı bilmişir. 1989 yılında yapılan yerel seçimlerde kan kaybeden ANAP 1989 yılından iibaren kamu çalışanlarının ücrelerinde ciddi arışlar yapmışır. 1991 yılında yapılan genel seçimler sonrasında kurulan koalisyon hükümei döneminde ücre arışları oldukça ciddi oranları yakalamışır. 1994 yılındaki ekonomik kriz nedeniyle kriz yılı ve krizi akip eden yıllarda reel ücreler azalma eğilimi gösermiş ve 1996 dan iibaren ekrar oparlanmışır. 2001 yılındaki krizden de ekilenen reel ücreler %15 25 civarında azalmışır. 2006 yılı iibariyle reel ücreler halen 1993 reel ücrelerinin gerisindedir. 1963 2006 yılları arası değerlendirildiğinde Türkiye de kamu işçi ücreleri %697, özel sekör işçi ücreleri %820 ve memur ücreleri %85 oranında armışır. Bu dönemde reel GSMH deki arış oranı %552 oranındadır. Sonuç olarak bu 43 yıllık dönemde ücre geliri elde eden gruplar içerisinde gerek mulak gerekse de nispi anlamda en az kazançlı (ya da en çok kaybı olan) grubun memurlar olduğunu söylemek gerekir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 29

3. İSKANDİNAV MODELİ İsveç e faaliye göseren demokraik kile örgülerince gelişirilen İskandinav Enflasyon Modeli, ulusal düzeyde farklı sekörlerde ödenen ücreler arasındaki ekileşimi oraya koymayı amaçlamakadır. Bu model bir proje şeklinde düşünülmüş ve emelinde enflasyonun nasıl yayıldığı sorusunu cevaplandırmayı amaçlamışır. 1970 li yılların başlarında bu modelin praike kullanımı ücreler arasındaki ilişkinin araşırılması şeklinde olmuşur (Jacobson ve Ohlsson, 1994: 343). Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Bu model Merkezi Ücreli Çalışanlar Örgüü [he Cenral Organizaion of Salaried Employees], İsveç İşverenler Konfederasyonu [he Swedish Employers Confederaion] ve İsveç İşçi Sendikaları Konfederasyonu [he Swedish Trade Union Confederaion] gibi demokraik kile örgülerinin araşırma gelişirme bölümlerinin oraklaşa çalışmaları sonucu başlayan bir araşırma projesi olarak oraya aılmışır. Bu proje sonucu oraya konan model daha sonra Norveç ve diğer İskandinavya ülkelerinde 1970 lerden iibaren yaygınlaşmış ve ücreler arasında ekileşimi incelemek amacı için kullanılmışır (Jacobson ve Ohlsson, 1994: 344; Holmlund ve Ohlsson, 1992: 4). Halmlund ve Ohlsson (1992) çalışmasında İskandinav modeli ekseninde İsveç e özel sekör ile kamu sekörü ücreleri arasındaki ilişkiyi araşırmışır. Granger nedensellik analizi ve iki adımlı (ek denklemli) haa düzelme yönemi kullanarak ücreler arasında ilişkiyi oraya koymuşur. Bu çalışma özel sekör ücrelerinden kamu sekörü ücrelerine doğru hareke eden bir nedenselliğin varlığını bulmuşur. Jacobson ve Ohlsson (1994), Anderson ve Isaksson (1997), Tägsröm (2000), Lindquis ve Vilhelmsson (2006) ve Friberg (2007) çalışmaları İskandinav ülkelerinde kamu ve özel sekör ücreleri arasındaki uzun dönem ilişkiyi araşırmışlardır. Bu çalışmalarda meo olarak Vekör Haa Düzelme Modelini, Zayıf Dışsallık Tesi ve Granger Nedensellik analizi gibi araçlar kullanılmışır. Bu çalışmalar genelde özel sekör ücrelerindeki değişmelerin kamu sekörü ücrelerine doğru bir yayılma göserdiğini espi edilmişir. İskandinav Modelinin iki emel varsayımı bulunmakadır. İlk varsayım, icare açısından küçük bir ülkede icaree konu olan (radable secors) sekörlerde oluşan oralama ücreler o sekörlerin üreiği malların dünyadaki oralama fiyalarına ( p ) ve o sekörlerdeki emeğin verimliliğine bağlıdır ( q L ). Diğer bir anlaımla uzun dönemde icaree konu olan sekörlerdeki oralama ücre düzeyi ( a w ), dünya fiyalarının 30

( p ) ve işgücü verimliliğin ( q L ) bir fonksiyonu olarak denklem-1 de ifade edilmekedir. w = f p, q ) = w = p + q a (..(1) L a L Bu varsayımın önemli bir sonucu bir ülke içinde icaree yakın olan sekörlerdeki oralama ücre düzeyinin o ülke için lider ücre düzeyini emsil emesidir. Bu modelin ikinci önemli varsayımı ise icaree konu olmayan (non-radable) sekörlerdeki oralama ücre düzeyinin ( n w ) bu lider ücre düzeyini akip eiğidir. Diğer bir deyişle icarein nispeen yapılamadığı sekörlerdeki oralama ücre düzeyi akipçi durumundadır. Bu iki varsayımın oraya koyduğu ve sınanması mümkün olan sonuç; icare yapılabilen ve yapılamayan sekörlerdeki oralama ücre düzeylerinin (lider ücre arafından çizilen) bir roada beraberce hareke emeleridir. Diğer bir şekilde anlaılacak olursa, uzun dönemde (oluşurulan kararlı dengenin bir sonucu olarak) bu sekörlerdeki ücreler arasındaki fark sisemaik olarak sıfırdan farklı olmayacakır. Bu sonucun sınanabilir bir hipoez olarak yazımı denklem 2 arafından verilmekedir. n w w = 0...(2) a Maemaiksel olarak bu modelin öne sürdüğü varsayımlar denklem 1 ve 2 arafından belirilmişir. Denklem 2 nin haa düzelme meodolojisi ekseninde yazlımı ise 3 numaralı denklem arafından göserilmişir. Bu denklemde icaree yakın olmayan sekördeki ücrelerdeki değişme ( n w ), uzun dönemde ücre seviyeleri arasındaki farka; n a π [ w k w k ] ve geçmiş dönemlerde icare yapan ve yapamayan sekörlerdeki ücrelerde a n η w + δ w bağlıdır: meydana gelen arışlara; [ ] i i i i Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN k 1 n a a n [ w w ] + [ η w + δ w ] ε n w = + π k k i= 1 µ + i i i i..(3) İskandinav modellerinin emel araşırma sorusu 2. ve 3. denklemlerin bir ülke için sınanması şeklinde özelenebilir. Bu sorunun ampirik açıdan anımı bu iki ücrein uzun dönemde kararlı bir denge erafında salındığı ve bu ücreler arasındaki farkın sisemaik olarak sıfırdan farklı olamayacağı fikridir. Ücreler arasındaki farkın sisemaik olarak sıfırdan farklı olamayacağı hipoezi homojenlik hipoezi olarak anımlanmışır Jacobson ve Ohlsson (1994: 355). Yine bu model çerçevesinde oraya konulan ikinci noka ücrelerin kısa dönemli dinamiklerdir. Uzun dönemde ücreler bir denge erafında 31

hareke eseler dahi kısa dönemde bu dengeden ayrılışlar olabilir. İşe 3 numaralı denklemin araşırdığı noka bu dengeye ekrar nasıl dönüldüğünün oraya konulmasıdır. Bu konunun araşırılmasında bize yardımcı olacak araç Vekör Haa Düzelme (Vecor Error Correcion- VEC) yönemidir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Yukarıda maemaiksel olarak anıılan İskandinav modeli, haa düzelme (error correcion) yönemi kullanılarak Nymoen (1989) arafından Norveç ve Warginger (1991) arafından İsviçre imala sanayi ücreleri için kullanmışır. Bu yazarlar bu çalışmalarında Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen iki-adımlı haa düzelme (wo-sep-errorcorrecion) yönemi kullanmışlardır. İki aşamalı haa düzelme modeli çok değişkenli bir sisem için de kullanılabilir. Maksimum olabilirlik yönemi kullanarak paramere ahmini yapan VECM yönemi iki aşamalı modele göre daha ekindir (Maysami ve Koh, 2000.81). VECM modelinin kullanılmasının (iki aşamalı modele göre diğer bir avanajı) diğer bir faydası VECM yöneminin ücre liderliği varsayımın sınanmasına olanak sağlamasıdır (Jacobson ve Ohlsson, 1994: 346). VECM yöneminin bu avanajlarından dolayı Jacobson ve Ohlsson (1994), Tägsröm (2000), Friberg (2003) ve Lindquis ve Vilhelmsson( 2006) çalışmalarında bu yönemi kullanmışlardır. 4. KAPSAM, VERİ SETİ VE UYGULAMA 4.1. Veri Sei Kamu sekörü (icaree konu olmayan-nonradable) ile özel sekör (icaree konu olan-radable) ücreleri arasında uzun ve kısa dönemli ilişkilerin oraya konulmasını amaçlayan bu çalışmada kamu sekörü için iki ve özel sekör için bir ade ücre değişkeni anımlamışır. Bu g m değişkenler: 1) kamu sekörü isçi ( w ), 2) kamu sekörü memur ( w ) ve p 3) özel sekör isçi ücrei ( w ) değişkenleridir. Tüm veriler yıllık olup 1963 2006 yılları arasındaki dönemi kapsamakadır. Özel sekörü işçi ücreleri özel sekörde çalışan ve asgari ücre dışında ücre elde eden çalışanların oralama ücrelerine eşiir. Bu veriler cari fiyalar ile TOBB (2002), TUİK (2007) ve DPT (2007) kiapçıklarından ya da elekronik olarak ilgili kurumların inerne sayfalarından elde edilmişir. TUİK (2007) özel sekör ücre verileri (imala sanayi) 1950 2001 yıllarını kapsamakadır. TOBB (2002) çalışması kamu işçi ve memur ücrelerini 1963 2001 arası dönem için sunmakadır. DPT (2007) çalışması 1990 2005 arasında kamu işçi, memur ve özel sekör genel işçi ücrelerini vermekedir. 2006 yılı için 32

ücreler gazeelerdeki haberler dikkae alınarak hesaplanmışır. Bu üç ücre grubuna ai 1963 2006 dönemini kapsayan ek bir kaynakan elde edilememesinden dolayı veriler bu farklı kaynakların uyumlaşırılmasıyla üreilmişir. Bu kaynaklardan cari fiyalarla hesaplanan ücrelerdeki enflasyon ekisinin arındırılması için 1963=100 TEFE endeksi her bir seriye uygulanmışır. Son olarak, verilerin ölçüm birimi ekilerinden arındırmak (scale effec), verilerin dağılımlarının normal dağılıma yaklaşmasını sağlamak ve regresyon analizlerinde ahmin edilen paramerelerin esneklik olarak okunabilmesini sağlamak amacı ile üm seriler reel hale dönüşürüldüken sonra logarimaları alınmışır. 4.2. Yönem ve Uygulama Zaman serisi analizlerinde seriler arasındaki uzun dönemli ilişkileri ve bu ilişkilere ai kısa dönemli dinamiklerin incelenmesinde kullanılan önemli bir araç haa düzelme (error-correcion) modelidir (Engle ve Granger, 1987). Bir zaman serisi uzun dönemli bir rende sahipse ya da uzun dönemde oralamadan ayrılıyorsa (mean reversion) bu seri genel anlamda durağan olmayan bir seridir. Durağan olmayan zaman serileri kullanılarak yapılan analizlerde sahe regresyon (spurious regression) problemiyle karşılaşılmakadır Granger ve Newbold (1974). Serilerin farklarının alınmasıyla durağan hale geirmek ve bu şekilde durağan hale gelmiş serileri kullanarak analiz yapmak sahe regresyon problemi sorununu çözmek için uygulanan önemli bir yönemdir. Serilerin farklarının alınması diğer bir akım sorunlar yaramakadır. Bu sorunların en önemlisi serilerde uzun döneme ai bilgilerin (serilerin farklarının alınması işlemi sonucunda) kaybedilmesidir. İşe eş-büünleşme analizinin hedefi bir yandan durağan olmayan seriler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi içselleşirirken diğer yandan da sahe regresyon problemini oradan kaldırmakır. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen haa düzelme yönemi işe bu arayışın bir sonucudur. Bu çalışmaya göre eğer durağan olmayan iki ya da daha fazla serinin lineer bileşimleri (combinaion) sonucunda elde edilen yeni seri (ya da eşilik) durağan ise bu seriler eş-büünleşik serilerdir. Bunun yanında serilerin lineer bileşimlerini göseren denkleme ise eş-büünleşme denklemi denmekedir. Bu denklem bir anlamda değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi oraya koymakadır. İki ya da daha fazla sayıda değişkene ai seriler arasında böyle bir uzun dönem ilişkinin var olup olmadığının araşırılması için eş-büünleşme esi uygulanmakadır. Lieraürde değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi inceleyen iki emel eş-büünleşme yaklaşımı vardır. Bunlardan ilki Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen Haa-Terimine dayalı 33

(Residual Based) eş-büünleşme analizi yaklaşımı ve Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen Maksimum Olabilirlik analizi yaklaşımıdır. Johansen-Juselius (J-J) yaklaşımı değişkenler arasında eş-büünleşmenin var olup olmadığını araşırmanın yanında ahmin edilen paramerelere kısılar konulması ve Vekör Haa Düzelme Modelinin (VECM) ahminine olanak sağlaması gibi avanajları nedeni ile lieraürde yaygın bir şekilde kullanılmakadır Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Bu çalışmada yukarıda bahsedilen amaçları gerçekleşirmek için Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) arafından gelişirilen eşbüünleşme (J-J) yönemini kullanacakır. J-J yönemi bir model içinde yer alan üm değişkenleri içsel olarak ele alan ve bu sisemin ek adımda eş-büünleşmesini sınayabilen bir yönemdir(maysami ve Koh, 2000: 81). Unuulmamalıdır ki iki ya da daha fazla seri için eş-büünleşme analizi yapılmadan önce (ya da bir önsel koşul olarak) kullanılan serilerin aynı düzeyde durağan oldukları konrol edilmelidir. Bu konrolün yapıldığı ve seriler arasında en az bir ade eş-büünleşme mevcu olduğunun espiinden sonra içsel değişkenler kullanılarak bu analiz aşağıdaki denklemin ahmin edilmesini öngörmekedir. k Y = λ + ΠY + Γ Y + ε (4) k 1 j= 1 j j Eğer p ade içsel değişken olduğu varsayılırsa, px1 büyüklüğünde içsel k değişken vekörünü gösermekedir. Bu denklemde Γ Y j değişkenlerin birinci farklarının kullanılarak oluşurulan Vekör Oo Regresyon (VAR) kısmını ve Π ise uzun dönem epki marisini gösermekedir. Bu maris Π = α. β şeklinde olup β pxr büyüklüğündeki eş-büünleşme vekörünü ve α erimi pxr büyüklüğündeki düzelme (adjusmen) parameresidir. Aşağıda da inceleneceği gibi uzun dönem epki marisinin boyuu ya da r nin espii birakım eslerden sonra oraya çıkmakadır. λ parameresi px1 büyüklüğünde sabi vekörünü ve ε de px1 büyüklüğünde beyaz-gürülü haa erimidir. Bu denklemde Γ ise değişkenlerin kısa dönemli dinamiklerinin ahmin edildiği pxp büyüklüğündeki marisi gösermekedir. Bu marise p ade denklem ve j ade gecikme değeri vardır. 1 j= 1 j J-J yönemi ekseninde yapılması amaçlanan haa düzelme modeli bir seri analizi kapsamakadır. Bu analizler sisemaik olarak; a) durağanlık sınaması, b) gecikme uzunluğu espii, c) eş-büünleşme esi ve d) vekör haa düzelme modelinin ahmini şeklinde sıralanabilir. 34

4.2.1. Birim Kök Tesi Eş-büünleşme analizinin bir modele uygulanmasından önce bu modele ai veriler önsel bir koşul olarak durağanlık sınamasından geçirilmekedir. Eşbüünleşme analizin bu önsel koşulu kısaca serilerin aynı düzeyde durağan olma gerekliliği şeklinde özelenebilir. Zaman serilerinde durağanlık ya da büünleşme derecelerinin incelenmesinde kullanılan i) Dickey ve Fuller (1979 ve 1981) çalışmaları ile oraya konulan Gelişirilmiş-Dickey-Fuller esi (Augnemed Dickey-Fuller-ADF) ve ii) Phillips ve Perron (1988) çalışmasınca gelişirilmiş Phillips-Peron (P-P) esi kullanılmışır. Bu çalışmada her iki es 2 ayrı model için sınanmışır. Bu modeller; 1) sabili (S) ve 2) sabili ve rendli (S+T) modellerdir. Bu eslere ai gecikme uzunluğu seçiminde SBC kısası kullanılmışır. Her bir değişken için sıfır hipoezi o değişkenin durağan olmadığını ifade emekedir. Bu eslere ilişkin sonuçlar Tablo-3 de sunulmuşur. Tablonun al kısmında MacKinnon kriik değerleri sunulmuşur. Bu abloda sıfır hipoezine ai hesaplanan esi değeri ablonun alında %10, %5 ve %1olasılık düzeyleri için MacKinnon kriik değerinden daha büyük olması durumunda o değişkene ai sıfır hipoezi ilgili olasılık değeri çerçevesinde reddedilecekir. g w Tablo-3: Birim Kök Tesleri Sonuçları m w SEVİYE p w g m w w FARK p w (S) -0,69 [1] -0,66 [1] -1,18 [1] -5,33 (a) [4] -6,41 (a) [1] -6,15 (a) [1] ADF (S+T) -4,62 (a) [1] -1,45 [1] -1,92 [1] -5,37 (a) [4] -6,58 (a) [1] -6,11 (a) [1] (S) -0,54 [1] -0,45 [1] -1,19 [1] -5,13 (a) [1] -6,48 (a) [1] -6,15 (a) [1] P-P (S+T) -2,87 [1] -1,28 [1] -2,24 [1] -5,11 (a) [1] -7,26 (a) [1] -6,11 (a) [1] S: sabili modeli, S+T ise sabili ve rendli modeli gösermekedir. Köşeli paranez [..] içerisindeki değerler SBC krierince belirlenmiş gecikme sayısını gösermekedir MacKinnon kriik -değerleri: %1(a ) ve % 5 (b) ve %10 (c) luk değerler sırası: 1) Sabi Terimli Model (S) -3.66 : -2.96: -2,62; 2.) Sabili ve Trendli Model (S+T) için: -4.29: -3.56: -3,22. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Tablodan da anlaşılacağı üzere üm serilerin seviye düzeylerine ai hesaplanan düşük değerleri nedeniyle sıfır hipoezi reddedilememişir. Diğer bir deyişle her üç seri de seviye düzeyinde durağan değildirler. Bu serilerin birinci dereceden farkları alınması durumu için hesaplanan - değerleri Tablonun sağ arafında göserilmekedir. Tüm serilerin birinci düzeyde farklarının alınması ile %1 gibi bir isaisikî anlamlılık düzeyinde durağan hale geldiği gözlemlenmişir. Sonuç olarak üm ücre değişkenlerinin birinci düzeyde büünleşik ya da I(1) değişkenler olduğu sonucuna varılmışır. 35

4.2.2. Gecikme Uzunluğu Tespii Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Eşbüünleşme analizi sonuçları kullanılan gecikme sayısına bağlı olarak değişmekedir (Toda ve Phillips, 1994: 260). Bu nedenle kullanılan gecikme sayısı seçiminin iiz bir şekilde yapılması gerekmekedir. Uygulamada gecikme sayısı seçimi kararı için modelde kullanılan üm içsel değişkenlerin dâhil edildiği kısısız VAR modeli alernaif gecikme değerleri için ahmin edilmekedir. Bu alernaif gecikme değerlerine göre ahmin edilen VAR sonuçları daha sonra bir akım eslerden geçirilmekedir. Jacobson ve Ohlson (1994) çalışmasında da öngörüldüğü bu esler; ekinlik esleri ve haa erimi varsayımlarına ilişkin eslerdir. Ekinlik açısından kasayı seçimi AIC ve SBC gibi sandar ölçülerin uygulanmasıyla yapılır. Ekinlik ölçülerine ilave olarak, alernaif gecikme değerleri için ayrı ayrı ahmin edilen kısısız VAR modellerinden elde edilen haa erimi ahminleri bir dizi ese abii uulması gerekmekedir. Genelde elde edilen haa erimi ahminleri; normallik, sabi varyans ve ookorelasyon eslerine abii uulmakadır. Bu VAR analizi ile elde edilen haa erimi ahminlerinin; 1) normallik varsayımına uygunluğunu sınamak için Jarque ve Bera (J-B) esi, 2) ookorelasyon problemine sahip olup olmadığını incelemek için Ookorelasyon-LM (OTO-K) esi ve 3) sabi varyans varsayımı ile örüşüğünü sınamak için Whie Heeroscedasiciy (W-H) esi uygulanmışır. Bu uygulamalara ilişkin sonuçlar aşağıdaki abloda (Tablo-4 e) sunulmuşur. Gecikme Sayısı Tablo 4:Çok Değişkenli Analizde Gecikme Değeri Seçimi I) ETKİNLİĞE AİT TESTLER II) HATA TERİMİNE AİT TESTLER (1) AIC SBC J-B OTO-K W-H Değer Olasılık Değer Olasılık Değer Olasılık 1-12,75-12,26 * 7,49 (0,27) 9,31 (0.41) 34,7 (0.53) 2-12,76 * -11,88 6,66 (0,35) 8,36 (0.49) 65,9 (0.69) 3-12,47-11,22 6,15 (0.41) 7,40 (0,59) 104,1 (0,69) 4-12,19-10,54 9,93 (0.12) 12,49 (0.19) 138,7 (0.62) 5-12,37-10,33 15,13 (0.02) 7,61 (0.57) 160,9 (0,84) AIC (Akaike-Bilgi Krieri Tesi), SBC (Schwarz Bayesyen Krieri), J-B (Jarque-Bera normallik esi), OTO-K (Ookorelasyon LM Tesi), W-H (Whie Heeroscedasiciy esi). (1) Her bir es için göserilen süunda sol arafaki rakamlar ilgili ese ai es isaisiğini, sağ arafaki (paranez içinde verilen) değerlerse ilgili es için hesaplanan olasılık değerleridir. Tablo sonuçlarına bakıldığında 5. gecikme değeri dışındaki üm gecikme değerleri için ahmin edilen haa erimi serileri normal dağılmaka, bu serilerde ookorelasyon problemi bulunmamaka ve her bir seri sabi 36

varyans varsayımını bozmamakadır. Bu yüzden 4 ve daha düşük gecikme değerleri için ekinlik krierleri gecikme sayısı seçiminde öne çıkmışırlar. Tablodan da gözlemleneceği gibi, AIC kısasının 2 gecikme uzunluğunu, SBC kısası ise 1 gecikme uzunluğunu ercih emekedir. Gecikme uzunluğunun 2 ve 1 olması durumlarında haa erimine yönelik üm es sonuçları kabul edilebilir aralıklarda olduğu gözlemlenmekedir. AIC kısasının 1. ve 2. gecikme uzunluğu için hesaplanan değerleri birbirlerine çok yakın olduğundan bu çalışma zaman serilerinde uumluluk (parsimony) prensibini akip emiş ve 1 gecikme değerini kullanmışır. 4.2.3. Eş-büünleşme Tesi ve VECM Tahmini Eş-büünleşmenin var olup olmadığının sınanması için uygulanan Johansen yönemi sonuçları aşağıdaki ablodaki gibidir. Eş-büünleşme esinde amaçlanan Π ˆ = ˆ α ˆ β marisine ai rankın araşırılması şeklinde özelenebilir. Eş-büünleşme esinin cevaplandırmak isediği ve çalışmamıza uyarlanan sorusu: kullanılan üç ade ücre değişkeni için kaç ade eş-büünleşme ya da orak yörünge mevcuur? Eş-büünleşme sayısı bir anlamda Π marisinin indirgenmiş rankı olup sezgisel olarak bu marisin ahmini olan Πˆ marisinin sıfıra yakınsal olan özdeğer (eigenvalue) sayısına eşiir. Bunu ölçmek için kullanılan iki ade es vardır: Maksimum Öz-değer (Maximum Eigenvalue) esi ve İz (Trace) esi. Eşbüünleşme analizi sonuçları Tablo-5 de sunulmuşur. Bu eslerde sıfır hipoezi: H0: değişkenler arasında uzun dönem bir ilişki (eş-büünleşme) yokur şeklinde okunabilir. Her iki eş-büünleşme esi de %5 en daha küçük bir olasılık değerinde en az bir ade eşbüünleşmenin var olduğunu gösermekedir. Gerek Maksimum Öz-değer esi gerekse de İz esi değişkenler arasında en azından bir ade uzun dönemli ilişkinin varlığını işare emekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 37

Rank Tablo 5: Eş-Büünleşme Analizi Sonuçları Öz-değer (Eigenvalue) Özdeğer esi değeri Maksimum Öz-değer ( Eigenvalue) Tesi Kriik Değer (%5) Olasılık Değeri İz Tesi Değeri İz (Trace) Tesi Kriik Değer (%5) Olasılık Değeri 0 0,497 28,91 * 22,29 0,005 39,53 * 35,19 0.016 1 0,147 6,68 15,89 0,701 10,61 20,26 0,579 2 0,089 3,93 9,16 0,422 3,93 9,16 0.422 * %5 kriik değerinde anlamlı olduğunu gösermekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Eş-büünleşme için hesaplanan rank=1 olduğundan bu üç ücre değişkeninin akip eiği bir ade genel yörünge mevcu olduğu sonucuna varılmışır. Bu sonuç doğrulusunda Π ˆ = ˆ α ˆ β marisinden elde edilen sonuçların doğru bir şekilde yorumlanması gerekmekedir. Uygulamada genelde bu sonuçlar normalleşirme işlemiyle yapılmakadır. Eşbüünleşme vekörü: 1. kamu işçi ücreleri (denklem 8), 2. memur ücreleri (denklem 9) ve 3. özel sekör işçi (denklem 10) ücreleri değişkenlerinin kasayılarına için normalleşirilmişir. Normalizasyon işlemi sonucu elde edilmiş paramereler ya da β i değerleri uzun dönem esneklik ahminlerini vermekedirler. Paramere ahminlerinin al arafında paranez içinde verilen rakmalar ilgili paramere ahminine ai hesaplanan -değerileridir. w w w g m p,452+ 0,615w + 0,834w + (3,14) (3,96) m = 0 0,004TR... (8) g (7,03) p (2,90) (2,18) (2,16) = 0,737+ 1,627w 1,357w 0,008TR... (9) p m g,543 0,736w + 1,198w + (2,76) (8,41) = 0 0,006TR... (10) (2,91) Genel halarıyla bakıldığında kamu işçi ücrelerinin bağımlı değişken olduğu denklemde (8 numaralı denklem) diğer ekenler sabiken uzun dönemde memur ve özel sekör işçi ücrelerindeki %10 luk arışın kamu işçi ücrelerini sırasıyla %6,2 lik ve %8,3 lük arışa neden olmakadır. Memur ücrelerinin bağımlı değişken olduğu denklemde (9 numaralı denklem) memur ücrelerinin kamu işçi ücrelerindeki arışlardan poziif ve özel sekör işçi ücrelerindeki arışlardan negaif ekilendiği gözlemlenmişir. Özel sekör işçi ücrelerinin göserildiği denklemden de gözlemleneceği gibi özel sekör işçi ücreleri uzun dönemde kamu işçi 38

ücrelerinden poziif ve memur ücrelerinden negaif yönde ekilenmekedir. Yukarıdaki sonuçların daha sağlıklı bir düzleme ourulabilmesi için zayıf dışsallık (weak exogeneiy) esi uygulanmalıdır. Eş-büünleşme analizine dâhil edilen değişkenlerin gereksiz (superfluous) olup olmadıklarının sınanmasının yanında bu esin amacı eş-büünleşme denkleminde elde edilen paramere ahminlerine uygulanan lineer kısı ya da kısıların anlamlılıklarının konrol edilmesidir. Zayıf dışsallık esi sonuçları Tablo- 6 da sunulmuşur. Bu bağlamda yukarıda sonuçları sunulan her-bir eşbüünleşme denklemindeki paramere ahminlerine ( β i ) kısı konulmaka ve bu kısıların dağılımlarının ki-kare oldukları varsayılmakadır. Bu şekilde kurgulanan sıfır hipoezleri ve bu hipoezlere karşılık gelen 2 ( χ ) ve olasılık değerleri abloda sunulmuşur. İlk olarak kamu işçi ücrelerinin memur ve özel sekör işçi ücrelerinden ekilenmediğini beliren sıfır hipoezi (hipoez 1) reddedilmişir. Aynı şekilde kamu işçi ücreleri denkleminde (denklem 8) memur ücrelerinin ekisinin olmadığını beliren sıfır hipoezi de (hipoez 2) yüksek bir isaisikî anlamlılık düzeyinde reddedilmişir. 3 numaralı hipoezde ise uzun dönemde kamu işçi ücrelerinin özel sekör işçi ücrelerinden ekilenmediği belirilmekedir. Bu hipoez de yüksek anlamlılık düzeyinde reddedilmişir. 4 ve 5 numaralı hipoezlerde memur (denklem 9) ve özel sekör işçi (denklem 10) ücreleri denklemlerinde göserilen içsel değişkenlerin gereksiz (superfluous) değişkenler olduğu ifade edilmekedir. Her iki hipoez de yüksek anlamlılık düzeylerinde reddedilmişir. Bu analizden (zayıf-dışsallık esi) çıkan en önemli sonuç bu çalışmada kullanılan üm değişkenlerin içsel değişkenler olduğudur. Diğer bir anlaımla, Türkiye de çalışmanın kapsadığı yıllar için bir lider ücre espi edilememişir. Tüm ücrelerin uzun dönemde birbirlerine nedensellik bağı ile ilişkili olması poliika yapıcılarına önemli bir fırsa penceresi sunmakadır. Gelirler poliikasının bir aracı olan ücre poliikalarının (kamu ücreleri) Türkiye bağlamında ekin bir şekilde kullanılabileceğini gösermekedir. Emek piyasasında ücreler arasındaki bu ciddi geçişgenlik Türkiye deki emek piyasalarının esnek olduğu fikrini de deseklemekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 39

Hipoez Numarası Tablo 6: Zayıf Dışsallık Tesi Bağımlı Değişken 1. g Bağımsız Değişkenler için Kısı Vekörü LR Tesi 2 ( χ ) p-değeri w β 2 = β3 = 0 9,40 0,00 2. 2 0 6,08 0,01 3. 3 0 7,04 0,00 m 4. w β 2 = β3 = 0 25,73 0,00 p 5. w β 2 = β3 = 0 24,35 0,00 6. Homojenlik β 1 + β 2 + β3 = 0 1,92 0,17 Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Jacobson ve Ohlsson (1994) çalışmasının yapmış olduğu diğer bir inceleme uzun dönemde ücrelerin birbirlerinden çok uzaklaşmadığı ifade eden homojenlik hipoezidir. Uzun dönemde ücreler birbirlerinden uzaklaşması halinde ahmin edilen β i paramere oplamlarının sıfırdan farklı olması gerekmekedir. Bu hipoez Tablo-6 da 6 numaralı hipoez olarak sunulmuşur. Burada sıfır hipoezi ( H 0 : β1 + β 2 + β3 = 0 ); uzun dönemde ücreler birbirlerinden çok fazla uzaklaşmamakadırlar 2 şeklinde okunmakadır. Bu hipoez için hesaplanan ( χ ) ve olasılık değerleri çerçevesinde (%5 isaisiki anlamlılık düzeyi için) bu hipoez reddedilememişir. Diğer bir deyişle Türkiye de uzun dönemde özel sekör ve kamu seköründeki ücreler birbirlerinden çok fazla uzaklaşmamakadırlar. Yukarıda yapılan analizler gösermişir ki kullanılan üç değişken de aynı düzeyde durağandır ve bu değişkenler arasında uzun dönemli bir eşbüünleşme ilişkisi mevcuur. Çalışmanın bu aşamasında cevaplandırılmak isenen soru; uzun dönemde ücreler arasında mevcu olan bu ilişki kısa dönemde bozulursa ücre değişkenleri bu uzun dönem dengeye nasıl geri dönmekedirler? J-J eş-büünleşme denklemlerinden elde edilen haa erimlerinin bir dönem gecikmeli açıklayıcı değişken olarak kullanıldığı Vekör Haa Düzelme Modeli sonuçları Tablo-7 de göserilmişir. 40

TABLO 7: VEC Modeli Sonuçları HHDD- --11 HHDD- --22 HHDD- --33 wg -değ. wm -değ. wp -değ. EC -1-0,760 * -4,76-0,155 * -1,94-0,407 * -4,82 wg -1 0,448 * 2,72-0,008-0,09 0,203 * 2,32 wm -1-0,767 * -2,16-0,100-0,52-0,237-1,58 wp -1 0,015-0,03-0,023-0,21-0,542 * -2,94 C 0,016 1,46 0,003 0,94 0,011 * 2,98 R 2 0,53 0,15 0,39 Ad-R 2 0,48 0,06 0,32 OTO-K : 9,76 (0.37) Log-Likelihood :286,66 Normaliy (J-B): 5,25(0,51) W-Heero: 43,92 (0.64) Tabloda EC-1 her bir bağımlı değişken için ahmin edilen haa düzelme kasayısını gösermekedir. Tablodan da gözlemleneceği gibi kısa dönemde yaşanan bir şok nedeniyle ücreler izledikleri yörüngeden ayrılmaları durumunda dengeye geri dönme eğilimindedirler. Her bir bağımlı değişken için ahmin edilen haa düzelme parameresi isaisikî olarak anlamlı bulunmuşur. Kamu işçi ve özel sekör işçi ücreleri için ahmin edilen haa düzelme kasayılarının (sırasıyla -0,76 ve -0,407) oldukça yüksek olduğu gözlemlenmişir. Diğer bir deyişle kamu sekörü işçi ve özel sekör işçi ücreleri uzun dönem dengeden ayrılması durumunda bu sapmanın her sene yaklaşık olarak sırasıyla %76 ve %41 civarında düzelildiği espi edilmişir. Memur ücreleri için hesaplanan haa düzelme kasayısına göre memur ücrelerinin uzun dönem dengeden ayrılması durumunda her sene yaklaşık olarak %16 civarında düzelildiği sonucuna varılmışır. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Ücreler hakkında dinamik anlamda davranışlarını daha iyi anlamak için kullanılan diğer bir önemli araç varyans ayrışırma analizidir. VEC modeli sonucunda her bir ücre değişkenine ai haa erimi serileri ahmin edilmişir. Bu analizde bir değişken için ahmin edilen haa erimi serilerine ai varyans bağımlı değişken olarak kabul edilmeke ve bu değişkenin açıklanmasın bu değişkenin kendisi ve diğer değişkenler kullanılmakadır. 41

Aşağıdaki abloda (Tablo-8) 10. gecikme dönemine ilişkin varyans ayrışırma analizi sonuçları sunulmuşur. Modellerdeki sıralama VEC sıralaması ile eşlenik uulmuşur. Her bir saırda ilgili değişkene ai oplam varyans 100 kabul edilmiş ve bu varyans modeldeki içsel değişkenlerin kakısını görecek şekilde parçalara ayrılmışır (decomposiion). Tablodan da gözlemleneceği gibi bu analiz bize memur ücreleri serisinin dışsal olduğunu gösermekedir. Bu sonuç memur ücrelerinin diğer değişkenleri ekileyen ve ancak sadece kendi geçmişindeki dalgalanmalardan ekilenen bir değişken olduğunu gösermekedir. Memur ücrei serisine ai varyansın %97 si bu değişkenin kendi geçmişinde meydana gelen dalgalanmalardan kaynaklandığı espi edilmişir. Memurların ücrelerindeki dalgalanmalar ne özel sekör ücrelerinden ne de kamu işçi ücrelerinden kaynaklanmakadır. Tablo-8: Varyans Ayrışırma Analizleri (%) Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Toplam varyansın %.. si ( w i ) den kaynaklanır. Varyans Tanımı wg wm wp Toplam wg nin Varyansı 45,1 28,6 26,3 100 wm nin Varyansı 2,37 97,1 0,55 100 wp nin Varyansı 38,5 6,96 54,5 100 Tablodaki değerler 10. cu gecikme zamanı içindir. VEC analizindeki sıralamaya sadık kalınmışır. Bunun aksine kamu işçi ve özel sekör işçi ücreleri içsel değişkenlerdir. Her iki ücree birbirlerini karşılıklı olarak ekilemekedir. Kamu işçi ücreleri ai varyans parçalara ayrıldığında kendi geçmişinde meydana gelen şokların bu varyansın %45 lik kısmını açıkladığı gözlemlenmişir. Buna ilave olarak memur ücrelerindeki değişmeler kamu işçi ücrelerindeki dalgalanmanın yaklaşık olarak % 29 nu açıklarken özel sekör işçi ücrelerindeki değişmeler bu dalgalanmanın yaklaşık olarak %26 sını açıklamakadır. Özel sekör işçi ücrelerine bakıldığında bu ücreeki oplam varyansın sırasıyla %54 lük kısmı kendi geçmişinden, %7 lik kısmı memur ve %39 u işçi ücrelerindeki dalgalanmalardan kaynaklandığı gözlemlenmişir. Diğer bir deyişle özel ve kamu sekörü işçi ücreleri içsel değişkenlerdir. 42

5.SONUÇ Kamu seköründe isihdam edilenlerin oplam isihdam edilenler içindeki payı dünyanın pek çok ülkesinde oldukça ciddi düzeylerde olmasına rağmen kamu sekörü ücre düzeylerinin belirlenmesiyle ilgili akademik çalışma sayısı oldukça azdır. Bunun en önemli nedeni araşırmacıların kamu ücre değişmelerinin ekonomik olmakan çok poliik karar olduğunu düşünmelerindendir. Teorik lieraürde kamu ve özel sekör ücreleri arasındaki bağlanıyı kuran önemli bir yaklaşım İskandinav Ücre Modelidir. Bu modelin eorik çerçevesi neoklasik yaklaşımla oldukça geniş bir kesişim kümesine sahipir. Bu çalışma eorik anlamda İskandinav modelinden hareke emiş ve uygulama aracı olarak eşbüünleşme analizi emelli Vekör Haa Düzelme Modelini kullanmışır. Bu meodun kullanılmasıyla bu çalışma Türkiye de kamu ve özel sekör ücreleri arasında uzun ve kısa dönemli ilişki var mıdır? sorusunu cevaplandırmaya çalışmışır. Yapılan analizler gösermişir ki uzun dönemde kamu işçi, memur ve özel sekör işçi ücreleri arasında ciddi bir ilişki mevcuur. Bu çalışamnın oraya koyduğu ikinci bir noka kamu ve özel sekör işçi ücreleri içsel değişkenlerdir olmasıdır. Diğer bir deyişle Türkiye de çalışmanın kapsadığı dönem için bir lider ücre espi edilememişir. Bu çalışmanın oraya koyduğu diğer bir önemli noka memur ve özel sekör ücrelerinin genelde ayrık (counercyclical) bir yön (paern) izlediğidir. Bunun önemli bir nedeni memur ücreleri belirlenmesinde hükümelerin bunu ek araflı bir karar olarak almasındandır. Buna ilave olarak, uzun dönemde ücrelerin birbirlerinden çok fazla ayrılmama eğiliminde olması oraya konulan diğer bir önemli sonuçur. Türkiye nin 1994 ve 2001 krizlerinden nispeen hızlı bir şekilde kurulmasında emek piyasalarının esnek olmasından kaynaklandığı belirilmişir. Ücreler arasındaki (zayıf dışsallık esi ile oraya koyulan) karşılıklı ekileşim ya da içsel ilişki ücreler arasındaki bu geçişkenliği gösermekedir. Bu yönü ile bir gelirler poliikası ensrümanı olan ücre poliikası Türkiye için ekin bir araç olduğu sonucuna varılmışır. Uzun dönemde alebi baskılama amacını hedefleyen bir poliika sadece kamu çalışanlarının değil aynı zamanda özel sekör ücrelerine de eki edebilmekedir. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN 43

KAYNAKLAR Alesina, A., Reza B., ve William, E. (1998). Redisribuive Public Employmen, NBER Working Paper 6746. Buluay, T.(1995). An Overview of he Recen Trends in Labor Markes, Labor Saisics, Ankara: Sae Insiue of Saisics. DPT (2007). Ekonomik ve Sosyal Gösergeler (1950-2006). hp://ekuup.dp.gov.r/ekonomi/goserge/r/esg.asp Engle, R.F. ve Granger, C.W.J. (1987). Co-Inegraion And Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica 55, 251-276. Friberg, K. (2003). Inersecoral Wage Linkages in Sweden, Sveriges Riksbank Working Paper Series, Nr. 158, Sockholm, Sweden. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Granger, C.W.J. ve Newbold, P. (1974). Spurious Regressions in Economerics, Journal of Economerics, 2 (2), 111-120. Holmlund, B. ve Ohlsson, H. (1992). Wage Linkages Beween Privae and Public Secors in Sweden, Labour 6(2),3-17. Johansen, K. ve Srom, B. ( 2001). Wages and Poliics: Evidence from he Norwegian Public Secor, Oxford Bullein of Economics and Saisics, Deparmen of Economics, Universiy of Oxford, Vol. 63(3), 311-331. Johansen, S. ve Juselius, K. (1990). Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisics 52 (2), 169 210. Johansen, S. (1992). Deerminaion of Coinegraing Rank in he Presence of a Linear Trend, Oxford Bullein of Economics and Saisics 54, 383 397. Johansen, S. (1995). Likelihood Based Inference in Coinegraed Vecor Auoregres-sive Models, Oxford: Oxford Universiy Press. Jacobson, T. ve Ohlsson, H. (1994). Long-Run Relaions beween Privae and Public Secor Wages in Sweden, Empirical Economics 19, 343 360. 44

Lindquis, J.M. ve Vilhelmsson, R. (2006). Is The Swedish Cenral Governmen A Wage Leader? Applied Economics, (38), 1617-1625. Maysami, R. C. ve Koh, T. S. (2000). A Vecor Error Correcion Model of The Singapore Sock Marke, Inernaional Review of Economics and Finance, Volume 9, Issue 1,79-96. Nymoen, R. (1989). Modeling Wages in he Small Open Economy; An Error Correcion Model of Norwegian Manufacuring Wages, Oxford Bullein of Economics and Saisics 51,239-258. OECD (2008). Employmen in Governmen in he Perspecive of he Producion Coss of Goods and Services in he Public Domain, GOV/PGC/PEM, 2008-1. Tägsröm, S. (2000). The Wage Spread Beween Differen Secors in Sweden, Sveriges Riksbank Economic Review, 4, 77 82. Tansel, A. (2004). Public Employmen as a Social Proecion Mechnaism, Economic Research Forum Working Paper, 0104. TOBB (2002). Cumhuriye Döneminin Ekonomik Büyüklükleri (1923-2002). Toda, H. Y. ve Phillips, P. B. C. (1994). Vecor Auoregression and Causaliy: A Theoreical Overview and Simulaion Sudy, Economeric Reviews 13, 259 285. TUIK (2007). İsaisiki Gösergeler, 1923-2006. ISSN: 1300-0535. Yayın No: 3114. Mura ASLAN & H. Kürşad ASLAN Warginger, K.G. (1991). Wage Formaion in he Scandinavian Model. An Empirical Tes on Swedish Daa wih an Error Correcion Model, Deparmen of Economics, Sockholm Universiy, mimeo. 45