tÜrkİye’de reel Ücret ve gsyh’nin İstİhdama etkİsİ: … sevİlay sarica.pdf · işgücü...

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 3, Sayı: 14, Haziran 2015, s. 123-138

Sevilay SARICA1

Ahmet Kibar ÇETİN2

Murat Mustafa KUTLUTÜRK3

TÜRKİYE’DE REEL ÜCRET VE GSYH’NIN İSTİHDAMA ETKİSİ:

ZAMAN SERİSİ ANALİZİ

Özet

İstihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki ilişki iktisat literatüründe uzun zamandan

beri tartışılan konular arasında yer almaktadır. Bu çerçevede bu çalışma istihdam,

reel ücret ve GSYH arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını ve yönünü ortaya

koymayı amaçlamaktadır. Bu çalışmada 2005:1-2013:2 dönemlerini kapsayan üçer

aylık Türk sanayi verileri Sınır Eş-bütünleşme ve Granger nedensellik testlerine

tabi tutulmuşlardır. Elde edilen ampirik bulgulara göre; istihdam, reel ücret ve

GSYH arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmaktadır. Granger nedensellik

analizine göre; GSYH’dan istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi vardır.

İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Keynesyen görüşü

desteklemektedir. Buna göre; GSYH’daki artış istihdamı artıracaktır. İstihdam ile

reel ücret arasında, reel ücretten istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi

tespit edilmiştir. İlişkinin yönü ise Neoklasik görüşü desteklemektedir. Buna göre;

reel ücretlerdeki bir azalma istihdam düzeyini artırmaktadır.

Anahtar kelimeler: İstihdam, Reel ücret, GSYH, Sınır Eşbütünleşme Testi,

Nedensellik İlişkisi.

THE IMPACTS ON EMPLOYMENT OF REEL WAGE AND GDP:

TIME SERIES ANALYSIS

Abstract

The relationship between employment and real wages and GDP are being subjects

of discussion in economic literature for long period of time. Within the framework

of employment, real wage and GDP, the aim of this paper is to investigate the long

1Yrd. Doç. Dr., Çankırı Karatekin Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü,

[email protected] 2Doç. Dr., Çankırı Karatekin Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü,

[email protected] 3Yrd. Doç. Dr., Çankırı Karatekin Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü,

[email protected]

The Journal of Academic Social Science, Yıl: 3, Sayı: 14, Haziran 2015, s. 123-138

124

Sevilay Sarıca-Ahmet Kibar Çetin-Murat Mustafa Kutlutürk

term relationship and direction of such a relationship. In this study, quarterly data

of Turkish Industry covers period of 2005:1-2013:2 were used to analyze Granger

causality and ARDL. According to empirical findings, there is a long term

relationship between employment and real wages and GDP. Granger causality test

suggests that there is one way Granger causality from GDP to employment.

Direction of relationship supports the Keynesian perspective. According to this

finding, an increase in GDP will increase employment. There is a one way

causality from real wage to employment was determined. Direction of relationship

supports the neoclassic view. According this, a decrease in real wages will lead to

increase the level of employment.

Key words: Employment, Real Wage, GDP, Bounds Testing Approach, Causal

Relation.

1. GİRİŞ

Bireylerin giderek artan ihtiyaçları yine bireyler tarafından üretilen mal ve hizmetler tarafından

karşılanmaktadır. Bu çerçevede toplumların refah düzeylerinin artırılmasına yönelik çabalar,

emeğin verimliliğini, istihdamı ve emeğin aldığı ücreti önemli hale getirmiştir. Bilindiği gibi

ücret; kişinin emeğinin fiyatı başka bir ifade ile geliridir. Nominal ücret emeğin hizmetinin

karşılığı olarak emeğe yapılan ödemedir. Reel ücret ise kişinin geliri ile satın alabileceği mal ve

hizmet miktarıdır. Emeğin yani çalışanın refah düzeyi reel ücrete bağlıdır. Fiyatlar yükselirse

reel ücretler düşer. Reel ücretlerin artması için nominal ücretlerdeki artış oranının fiyatlar genel

düzeyindeki artış oranından fazla olması gerekmektedir.

Bireyin refahının artması için reel ücretin artması gerekirken, toplumun refahının artması için

ise yeni istihdam olanaklarının yaratılarak ülkedeki işsizlik oranının azaltılması ve çalışan

işgücü miktarının artırılması gerekmektedir. Makro açıdan değerlendirildiğinde istihdam, reel

ücret ve GSYH arasındaki ilişki iktisat literatüründe oldukça önemli bir yer tutmaktadır. Bu

bağlamda istihdam, reel ücretler ve GSYH arasındaki ilişki ekonomi teorisinde önemli

çalışmalara ve tartışmalara konu olmuştur. Söz konusu bu değişkenler arasındaki ilişki gerek

gelişmiş gerekse de gelişmekte olan ülkeler açısından önemli makro ekonomik değişkenlerdir.

Özellikle günümüzde birçok ülkede görülen yüksek işsizlik oranlarının ortaya çıkmasında reel

ücretlerdeki değişmenin ve ülkelerin ekonomik büyümeyi gerçekleştirmemelerinin etkili olduğu

görülmektedir. Bunlara ek olarak küresel şokların da dünyada işsizliğin artmasında önemli rol

oynadığı görülmektedir. Kısacası işsizlik sorunu tüm dünya ülkelerinde giderek büyüyen bir

problem haline gelmiştir. Bu nedenle gerek gelişmiş gerekse de gelişmekte olan ülkeler

uyguladıkları genel ekonomi politikaları içerisinde istihdam ve işsizlik sorununa yönelik etkili

politikalar üretmeye yönelmişlerdir. Dünya ekonomisinde nihai hedef olarak belirlenen

ekonomik büyüme rakamlarında iyileşmeler gözlenmesine rağmen işsizlik oranları çok az

artmıştır.

Türkiye’de istihdam düzeyi, işsizlik oranlarındaki artış ve reel ücretlerdeki değişmeler makro

ekonomik politikalar yanında ekonomik ve sosyal yapılarla da ilgili olmaktadır. Diğer yandan

Türkiye’deki işsizlik oranının makro ekonomik şoklardan da etkilendiği görülmektedir.

Özellikle Türkiye’de 2000-2001 ekonomi krizinden sonra işsizlik oranı istikrarlı bir artış

sergilemiştir. Türkiye’de 1980’lerin başından ortalarına kadar süren ortamda özel imalat

sanayinde ortalama reel ücretler değişmeden kalırken, kamu sektöründe azalmıştır. Gerek özel


125

Türkiye’de Reel Ücret ve Gsyh’nin İstihdama Etkisi: Zaman Serisi Analizi

sektörde gerekse de kamu sektöründeki ortalama ücretler 1989-1991 döneminde hızla artış

göstermiş, ancak aradaki fark kamu sektörü lehine açılmıştır. Kamu sektöründe çalışan işçiler

1992-1993 yıllarında ek ücret artışından yararlanmışlardır. Ancak bu artışlar 1994 yılından

sonra hızlı bir düşüşe girmiştir. 2001 yılındaki kriz, reel ücretleri önemli ölçüde olumsuz yönde

etkilemiştir. 2001 yılındaki kriz sonrasında işsizlik oranında artış ortaya çıkmıştır (Tunalı

2004:14). Türkiye’de işsizlik oranındaki artış günümüzde de devam etmektedir. Bu da

Türkiye’de ekonomik açıdan istenilen istihdam düzeyine ulaşılmadığını ortaya koymaktadır.

Türkiye’de GSYH’deki yıllık değişmeyi ifade eden büyüme rakamlarında olumlu gelişmeler

görülmektedir. Temel olarak normal şartlarda GSYH’deki artışın istihdamı artırması

beklenmektedir. Ancak bazen bu beklentinin karşılanmadığı ve GSYH’deki artışın istihdamı

olumsuz etkilediği görülmektedir (Gürkan 2006: 315). Türkiye’de 1990 sonrası üç yıl 2002,

2003 ve 2004 yılları hariç olmak üzere büyüme oranları pozitif olmuştur. Bu yıllarda büyüme

oranları beklenenin üzerinde olmuştur. Ancak bu yıllarda istihdamda aynı şekilde olumlu bir

düzelme görülmemiştir. Aksine bu yıllarda işsizlik oranları yükselmiştir. Dolayısıyla bu üç yılda

ortaya çıkan büyümedeki artış istihdamda aynı şekilde bir etkiye neden olmamıştır. 2001 krizi

sonrasında Türkiye ekonomisinde istihdamsız bir büyüme sürecine girilmiştir. Verimlilikteki

artış ücretleri artırarak çalışanların alım gücünü artırarak bir yandan mal ve hizmet tedbiri diğer

yandan ise işgücü talebini artırmıştır. Bu süreçte verimsiz çalışan şirketler piyasayı terk ederken

ardında binlerce işsiz bırakmıştır. Ortaya çıkan işsizleri ise verimli üretim yapan firmalar

istihdam etmeye başlamıştır. Bu durum, verimlilik artışının kısa dönemde işsizliği artırdığını

uzun dönemde ise istihdama katkı sağladığını göstermektedir (DPT 2007:14).

Türkiye’de istihdamın artması ve işsizliğin azaltılması ancak istikrarlı yüksek büyüme

oranlarıyla mümkün olabilecektir. Ancak yine de ekonomik büyümenin istihdamı tek başına

artırması mümkün değildir. Türkiye’de yatırım olanaklarının yetersizliği, kırsaldan kentlere

göçün varlığı, hızlı nüfus artışı, işgücü piyasasındaki katılıklar ve verimlilikteki artış gibi

nedenler istihdamın artmasının önündeki engeller olarak görülmektedir (Kara ve Duruel 2005:

373). Eğer uzun dönemde büyüme istihdama pozitif yönde katkı yapmazsa, bu durum Türkiye

ekonomisi açısından önemli bir sorun olarak gündeme gelecektir (Kara ve Duruel 2005:374).

Bu çalışmanın temel amacı; istihdam düzeyi, reel ücretler ve GSYH arasındaki ilişkiyi (başka

bir ifade ile reel ücretler ile GSYH’nin istihdam düzeyi üzerindeki etkisini) yani uzun dönemde

değişkenler arasında anlamlı bir ilişkinin istatistiksel olarak var olup olmadığını test etmektedir.

Bu amaçla Türkiye’nin sanayi 2005:1-2013:2 dönemi verileri kullanılarak bir zaman serisi

analizi yapılmıştır. Analizde ADF ve PP testi, ARDL eşbütünleşme testi ve Granger nedensellik

testi kullanılmıştır. Çalışma 6 bölümden oluşmaktadır. İkinci bölümde istihdam, reel ücret ve

GSYH değişkenleri arasındaki teorik ilişkiler açıklanacaktır. Üçüncü bölümde istihdam, reel

ücret ve GSYH değişkenleri arasındaki ilişkiyi test eden daha önce yapılmış ampirik

çalışmaların bulgularına değinilecektir. Dördüncü bölümde çalışmada uygulanacak yöntemin

açıklaması yapılacaktır. Beşinci bölümde veriler ve ampirik sonuçlara yer verilecektir. Altıncı

bölümde ise elde edilen sonuçlar değerlendirilerek yorumlanacaktır.

2. İSTİHDAM, REEL ÜCRET ve GSYH DEĞİŞKENLERİ ARASINDAKİ

İLİŞKİNİN TEORİSİ

İktisat teorisinde farklı iktisadi görüşlerin, istihdam ile reel ücret, istihdam ile GSYH arasındaki

ilişkiyi farklı şekillerde açıkladıkları görülmektedir. Klasik İktisat Teorisine göre; ekonomi


126


daima tam istihdam düzeyinde dengededir. Ekonominin daima tam istihdam düzeyinde

dengede olmasını ise “görünmez el” kuramıyla açıklamaya çalışmışlardır. Klasiklere göre; her

arz kendi talebini yaratacağından ekonomi daima tam istihdamdadır. Çünkü “görünmez el”

ekonomide fiyat istikrarını sağlayarak tam istihdamı oluşturabilecek bir nitelik arz etmektedir.

Diğer bir ifade ile Klasiklere göre; hem fiyatların hem de parasal ücretlerin aşağı ve yukarı

doğru esnek olması (yani parasal ücretler çok esnektir) dengeden uzaklaşan ekonominin tekrar

tam istihdam düzeyinde dengeye gelmesini sağlamaktadır (Üsütnel 1988: 74, 90-91). Parasal

ücretler çok esnek olunca emek piyasasında ortaya çıkan değişmelere parasal ücretler çok hızlı

uyum sağlayacak ve emek piyasası hemen tam istihdam düzeyinde dengeye gelecektir.

Ücretlerin çok esnek olması ekonomiye herhangi bir müdahalede bulunmadan emek

piyasasında dengenin sağlanması için yeterli olmaktadır (Parkin 2010:662).

Dolayısıyla Klasikler eğer emek piyasasında bir dengesizlik varsa ve bunun bir sonucu olarak

ekonomide süreklilik arz eden bir işsizlik söz konusu ise bunun temel nedeninin emek

piyasasındaki ücret katılığı olduğunu vurgulamaktadırlar (Özata ve Esen 2010:56; Törüner

2000:240). Klasik teoride emek arz ve talebi, reel ücretlerin bir fonksiyonudur. Emek talebi ile

reel ücret arasında ters yönlü bir ilişki varken; emek arzı ile reel ücret arasında pozitif yönlü bir

ilişki vardır. Dolayısıyla klasiklerin ortaya koyduğu fiyat esnekliği emek piyasasında, emek arzı

ve emek talebinin kesiştiği noktada reel ücreti ve tam istihdam düzeyini belirleyecektir. Emek

piyasasında belirlenen istihdam düzeyi ise daha sonra geliri belirleyecektir (Froyen 1993:214;

Parkin 2010:648-651). Sonuçta reel ücretlerdeki bir azalma istihdamı artıracak, dolayısıyla

emek piyasasında çalışmak isteyip de iş bulamayan kimse kalmayacaktır. Çünkü ücretler

maliyetlere dâhil edildiğinden dolayı ücretlerdeki düşüş fiyatların da düşmesine neden olmakta,

fiyatlardaki düşüş ise mallara olan talebi artırmaktadır. Mallara olan talep artışı ise işsizlerin

yeniden işe alınmasına neden olarak yeniden istihdam hacminin genişlemesi sonucunu

doğurmaktadır (Türkbal 2005:386; Üstünel 1980:181). Klasik iktisatçıların istihdamla ilgili

problemleri göz ardı etmelerinin 2 temel nedeni bulunmaktadır. Birincisi mahreçler kanunu yani

her arz kendi talebini yaratır prensibidir. Klasikler bu prensibe inanarak genel anlamda talep

yetersizliğinin sistemin mantığına aykırı olduğuna inanmışlardır. İkincisi ise Klasikler kısmi

işsizlik ve dengesizlik hallerini açıklamakta kullandıkları teori ve metotları genel işsizliğin

açıklanmasında da kullanabileceklerini benimsemişlerdir. Klasik iktisatçılar talep

yetersizliğinden kaynaklanan “gayri iradi” bir işsizliğin olabileceğini kabul etmemişlerdir

(Üstünel 1990: 182-183).

Klasikler ve Neoklasikler işsizliğin azaltılması ve istihdamın artırılması için reel ücretlerin

düşürülmesi gerektiğini, bunun sağlanması durumunda emeğin ucuzlayacağını ve bunun

sonucunda da işverenin daha çok emeği istihdam edeceğini vurgulayarak reel ücret ile istihdam

arasında yakın bir ilişkinin olduğunun ortaya koymaktadırlar. Klasik ve Neoklasiklerde reel

ücret istihdamı belirlemektedir. Nedenselliğin yönü reel ücretlerden istihdama doğrudur.

Klasik iktisatçıların ekonomi daima tam istihdam düzeyinde dengeye gelir görüşü 1929 yılında

ortaya çıkan Büyük Dünya Buhranı ile tartışılmaya başlanılmış ve geçerliliğini kaybetmiştir.

Çünkü bu buhranla birlikte birçok gelişmiş ülkede büyüme ve istihdamda azalma görülmüştür

(Demir 1996:20). Bütün bu gelişmeler sonrasında yeni iktisat teorileri ortaya çıkmaya başlamış

ve istihdam konusunun önemi gittikçe artmıştır. 1936 yılında İngiliz iktisatçı J.M. Keynes

“istihdam faiz ve paranın genel teorisi” isimli kitabı ile klasik teorinin fazla üzerinde durmadığı

istihdam konusunu ön plana çıkarmıştır. Keynes klasiklerin “devletin ekonomiye müdahalesine

gerek kalmadan piyasa mekanizmasının ekonomiyi kendi kendine tam istihdam düzeyinde


127


dengeye getirecektir” önermesinin geçerli olmadığını belirtmekte ve ekonominin eksik

istihdamda olduğunu ortaya koymaktadır. Keynes’de ekonomideki eksik istihdamın nedeni

talep yetersizliğidir. Ekonomideki bu efektif talep yetersizliğini ortadan kaldırmak ve

ekonominin tam istihdam düzeyinde dengeye gelmesi için devletin ekonomiye müdahalesi

önerilmektedir (Keynes 1936; Froyen 1993: 89,92, 93, Üstünel 1988:104-107; Parkin

2010:663).

Klasik görüşte fiyatların ve parasal ücretlerin aşağı ve yukarı doğru esnek olması dengeden

uzaklaşan ekonominin tekrar tam istihdam düzeyinde dengeye gelmesini sağlamakta,

dolayısıyla reel ücretler istihdamı belirlemekteydi. Ancak Keynesyen görüşte reel ücretle

istihdam arasında böyle bir ilişki yoktur. Keynes’de toplam arz eğrisini etkileyen en temel

unsur, parasal ücretlerin aşağı doğru oldukça katı olmasıdır. Yani Keynesyen görüşte parasal

ücretler esnek değildir. Parasal ücretlerin katılığının nedeni ücretlerin piyasalar yerine uzun

dönem sözleşmelerle belirlenmesi olarak ortaya konmuştur. Dolayısıyla parasal ücretleri

düşürmek mümkün değildir. Parasal ücretler düşürülemediği için ekonomi resesyonda çakılıp

kalmakta ve tekrar tam istihdam düzeyinde dengeye gelememektedir (Parkin 2010:663).

Keynes ekonominin eksik istihdam seviyesinde de dengede olacağını ifade etmektedir. Yani

eksik istihdam seviyesinde de toplam arz ve talep eğrisi kesişebilir ve bu durumda ekonomide

gayri iradi işsizlik söz konusu olabileceği gibi piyasa mekanizması bu işsizliği kendiliğinden

ortadan kaldıramaz. Dolayısıyla bu eksik istihdam seviyesinde de ekonomi ve piyasa işleyişine

devam edebilir (Üstünel 1990:183, 188,189).

Yeni Keynesyen görüşte sadece parasal ücretler değil aynı zamanda mal ve hizmet fiyatları da

çok katıdır. Keynes’de emek talebi reel ücretin bir fonksiyonudur ve emek talebi ile reel ücret

arasında ters bir ilişki vardır. Ancak emek arzı parasal ücretlerin bir fonksiyonudur ve parasal

ücretler ise sabittir. Dolayısıyla hiçbir piyasa hiçbir şekilde kendiliğinden dengeye

gelemeyecektir (Parkin 2010:663, Froyen 1993). Dolayısıyla ücretlerin düşürülmesi ile işsizliği

azaltmak ya da istihdamı artırmak mümkün değildir. Şöyle ki ekonomide üretim fazlası ve

işsizlik varken, bu 2 sorunu çözmek için ücretleri (ki işverenler için bir maliyet kaynağıdır)

düşürerek maliyetleri dolayısıyla fiyatları düşürüp üretim fazlasını eritmek ve istihdamı artırarak

işsizliği ortadan kaldırmak hedeflenebilir. Ancak ücretlerdeki azalış çok önemli bir alıcı

grubunun satın alma imkânını daraltarak toplam talebi azaltmakta ve ekonominin yine üretim

fazlası ve işsizlikle karşı karşıya kalması sonucunu doğurabilir (Üstünel 1990: 182).

Keynes, ekonomideki eksik istihdamın varlığını efektif talep yetersizliğine bağlamaktadır. Şöyle

ki Keynes istihdam seviyesinin efektif talebe yani gelir ve harcamalara bağlı olduğunu ortaya

koymaktadır. Bu çerçevede efektif talep bir ekonomide filen satın alma gücü ile desteklenmiş

talepler toplamı olarak ifade edilmektedir. Dolayısıyla ekonomide gelirler yüksek ise istihdam

seviyesi de yüksek olacaktır; gelirler az ise istihdam seviyesi de az olacaktır. Bir ekonomideki

gelir seviyesi ise o ekonomide yapılan tüketim, yatırım ve devlet harcamalarının toplam

seviyesine bağlıdır (Üstünel 1990:190-191,208) Kısacası Keynesyen teoride gelirler yüksek

olunca harcamalar yüksek olacak, harcamalar yüksek olunca da ekonomide efektif talep

artacaktır. Bu durumda gerek özel kesim gerekse de devlet tarafından yapılacak harcamalar

ekonomideki üretim ve gelir düzeyini ve dolayısıyla da istihdam düzeyini belirlemiş olmaktadır.

Bu açıdan bakıldığında Klasiklerin aksine Keynes’de her talep kendi arzını yaratmaktadır.

Keynes ekonomide tam istihdam seviyesine ulaşılmak isteniyorsa, devletin efektif talep

yetersizliğini ortadan kaldıracak şekilde ekonomiye para ve maliye politikaları ile müdahale

etmesi gerektiğini belirtmektedir (Üstünel 1990:190-191; Parkin 2010:663).


128


Keynes, Klasiklerin aksine reel ücretlerdeki düşüşün istihdamı artırmayıp tam tersine istihdamı

azaltacağını ortaya koymaktadır. Çünkü Keynes’e göre; ücretler efektif talebin en önemli

bileşenidir. Dolayısıyla reel ücretlerdeki düşüş tüketim harcamalarında azalmaya neden olarak

efektif talepte daralmaya yol açacak ve bu ise ekonomideki üretim düzeyinin düşmesine neden

olarak istihdamı azaltacaktır. Keynesyenler Klasiklerin aksine özellikle ekonominin durgunluk

dönemlerinde sabit ücretlerin (ücret katılığı) ekonomi üzerinde istikrar sağlayıcı rolünü ön plana

çıkarmışlardır. Şöyle ki işsizliğin fazla olduğu durgunluk dönemlerinde ücretlerin

düşürülmemesi, efektif talep üzerinde olumlu etki yaratarak ekonominin daha da kötüye

gitmesinin önünü kesebileceği gibi ekonomide bir takım olumlu gelişmelerin ortaya çıkmasına

da zemin hazırlayabilir (Özata ve Esen 2010:57).

Diğer yandan Keynes, azalan verimler yasasının geçerli olması durumunda; istihdam artışının

emeğin marjinal ürününü azaltacağını ve bunun bir sonucu olarak emeğin üretimden alacağı pay

olan reel ücretin düşeceğini ortaya koymaktadır. Bu çerçevede ele alındığında gelirler artınca

efektif talep artacak, efektif talepteki artış ise üretim ve gelir düzeyini dolayısıyla da istihdam

düzeyini artıracaktır. İstihdamdaki artış ise azalan verimler yasasının geçerliliği altında reel

ücretleri azaltacaktır. Dolayısıyla Klasiklerin aksine Keynesyen görüşte reel ücretler istihdamı

değil, istihdam reel ücretleri belirlemektedir. Dolayısıyla reel ücretler ile istihdam arasındaki

nedenselliğin yönüne bakıldığında; Keynes’de nedenselliğin yönü istihdamdan reel ücretlere

doğru olmaktadır (Özata ve Esen 2010:57).

3. İSTİHDAM, REEL ÜCRET ve GSYH ARASINDAKİ İLİŞKİ İLE İLGİL

AMPİRİK ÇALIŞMALAR

Russell ve Tease 1988 yılında Avustralya’ya yönelik yapmış olduğu çalışmada 1970’lerin ortası

ile 1980’lerin başına kadar olan verileri kullanarak reel ücretler ile istihdam arasındaki ilişkiyi

incelemişlerdir. Çalışma sonucunda reel ücretlerin istihdam üzerinde önemli bir etkisinin

olduğunu yani reel ücretlerdeki düşüşün istihdamı artırdığı sonucuna ulaşmışlardır (Russell ve

Tease 1988).

Nymoen 1989 yılında Norveç imalat sanayinin 1967:1-1986:4 çeyrek dönemlik verilerini

kullanarak reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını analiz

etmişlerdir. Çalışmada Engle-Granger eşbütünleşme yöntemi kullanılmak suretiyle reel ücretler

ile istihdam düzeyi arasında uzun dönemli bir ilişkinin olmadığı sonucuna varmışlardır

(Nymoen 1989: 599-512).

Darby ve Wren-Lewis 1993 yılında İngiltere’ye yönelik yapmış oldukları çalışmada 1953-1990

yıllık ve 1963-1993 üçer aylık verileri kullanmak suretiyle reel ücretler ile istihdam arasında

uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışmada

eşbütünleşme tekniklerini kullanarak reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında uzun dönemli bir

ilişkinin var olmadığı sonucu elde etmişlerdir (Darby ve Wren-Lewis 1993: 87-115).

Carruth ve Schnabel 1993 yılında Batı Almanya’ya yönelik yapmış oldukları çalışmada, 1964-

1989 dönemi verilerini kullanarak ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin

varlığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışma sonucunda söz konusu dönemde ücretler ile

istihdam arasında uzun dönemli bir ilişki olduğu sonucuna varmışlardır (Carruth ve Schnabel

1993: 297-310).

Smith ve Hagan 1993 yılında Avusturya’ya yönelik yapmış oldukları çalışmada, 1971:1-1988:4

dönemi verilerini kullanarak istihdam, hasıla fiyatlar ve ücretler arasında uzun dönemli bir ilişki


129


olup olmadığını Johansen eşbütünleşme testini kullanarak analiz etmişlerdir. Çalışma

sonucunda ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu tespit edilmekle birlikte

ilişkinin yönünün ücretlerden istihdama doğru olduğu sonucuna varılmıştır (Smith ve Hagan

1993: 184-198).

Arestis ve Mariscal 1994 yılında İngiltere’ye yönelik çalışmada İngiltere’de 1966:1-1992:2

dönem verilerini kullanarak, ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişki olup

olmadığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışmada Engle-Granger ve Johansen eşbütünleşme

testini kullanarak ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli istikrarlı bir ilişkinin olduğunu

ortaya koymuşlardır (Arestis ve Mariscal 1994: 417-424)

Nymoen 1994 yılında Finlandiya imalat sanayinin 1960-1987 dönemi verilerini kullanmak

suretiyle reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin varlığını analiz

etmişlerdir. Çalışma sonucunda iki değişken arasında uzun dönemli anlamlı bir ilişkinin

varlığına ulaşılamamıştır (Nymoen 1994).

Metin ve Üçdoğruk 1998 yılında Türk İmalat Sanayinin 1962-1992 dönemi verilerini kullanmak

suretiyle ücret-fiyat-istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olup olmadığını

eşbütünleşme testi ile analiz etmişlerdir. Çalışma sonucunda ücretlerin dolaylı olarak fiyat ve

istihdamdaki değişmelere bağlı olduğu ve reel ücretler ile istihdam düzeyi arasında bir ilişkinin

olduğu ve bu ilişkinin yönünde istihdamda reel ücretlerin doğru olduğu ortaya konmuştur.

Dolayısıyla çalışma sonucu Keynesyen önermeyi desteklemektedir (Metin ve Üçdoğruk 1998:

279-287).

Bender ve Theodossiou 1999 yılında 10 OECD ülkesine yönelik yapmış oldukları çalışmada

1950-1992 dönemi verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir

ilişkinin olup olmadığını incelemişlerdir Çalışmada hem Engle-Granger ve hem de Johansen

eşbütünleşme yöntemi kullanılmış ve sonuçta iki değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin

olmadığı sonucuna varılmıştır. Ancak Engle-Granger eşbütünleşme yöntemi Kanada için iki

değişken arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğunu ortaya koyarken, Johansen yöntemi

Kanada için iki değişken arasında hiçbir eşbütünleşme ilişkisi olmadığını göstermiştir (Bender

ve Theodossiou 1999: 621-637).

Al-Ghannam 2005 yılında Suudi Arabistan ekonomisine yönelik olarak yaptığı çalışmada 1973-

2002 yıllık verilerini kullanarak özel Suudi firmalardaki ekonomik büyüme ile istihdam

arasındaki ilişkiyi eşbütünleşme testi ve Granger nedensellik testi ile analiz etmiştir. Çalışma

sonucunda değişkenler arasında uzun dönemde eşbütünleşme ilişkisi olduğu ve büyümeden

istihdama kısa ve uzun dönemde tek yönlü nedensellik ilişki olduğu tespit edilmiştir (Al-

Ghannam 2003:1-19).

Suedekum ve Blien 2004 yılında Batı Almanya’ya yönelik yapmış oldukları çalışmada, 1974:1-

1988:4 dönemi verilerini kullanarak istihdam, hasıla, fiyatlar ve ücretler arasındaki uzun

dönemli bir ilişki olup olmadığını Johansen eşbütünleşme yöntemini kullanarak analiz

etmişlerdir. Çalışma sonucunda ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli ilişki olduğu tespit

edilmekle birlikte, ilişkinin yönünün ise negatif olduğu yani ücretlerdeki bir artışın istihdamı

azalttığı sonucuna varılmıştır (Suedekum ve Blien 2004).

Christopoulos 2005 yılında Avrupa Birliği’nin 12 ülkesinin 1961-1996 dönemine ait yıllık

verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığını

araştırmışlardır. Çalışma sonucunda bu 2 değişken arasında uzun dönemli bir ilişki tespit

edilememiştir (Christopoulos 2005: 25-32).

Jayaraman ve Singh 2007 yılında Fiji ekonomisine yönelik yapmış olduğu çalışmada yabancı

doğrudan yatırımlar, GSYH ve istihdam arasındaki uzun dönemli ilişki olup olmadığını


130


incelemişlerdir. Elde edilen sonuç istihdamın yabancı doğrudan yatırımlardan ve GSYH’den

olumlu yönde etkilendiğini ortaya koymuştur (Jayaraman ve Singh 2007).

Arısoy 2008 yılında Türkiye ekonomisine yönelik yapmış olduğu çalışmada 1963-2005 yıllık

verilerini kullanarak GSMH, reel sinai üretim değeri, çalışan kişi başına düşen reel sinai üretim

değeri, sanayi sektörü istihdamı ve sanayi sektörü dışındaki sektörlerdeki istihdam değerlerini

kullanarak Türkiye’nin sanayi sektörünün iktisadi büyüme ile olan ilişkisini incelemiştir.

Çalışmada eşbütünleşme testi ve nedensellik testi kullanılmıştır. Çalışma sonucunda iktisadi

büyümenin sanayi sektörü üretimini artırdığı ortaya konmuştur (Arısoy 2008: 1-31).

Aspergis ve Theodossiou 2004 yılında 10 OECD ülkesine yönelik yapmış oldukları çalışmada

1950-2005 dönemi verileri kullanılarak reel ücretler ile istihdam arasındaki uzun dönemli

ilişkiyi araştırmışlardır. Çalışmada panel eşbütünleşme ve nedensellik testi uygulanmış ve

çalışma sonucunda reel ücretler ile istihdam arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğu

sonucuna varılmıştır. Ancak çalışmada Neoklasiklerin ortaya koyduğu “ücretlerdeki düşüş

istihdamı artırır artırır” görüşü reddedilmektedir. Aksine, Keynes’in ifade ettiği gibi talepteki bir

artış istihdam düzeyini artırmak suretiyle reel ücretleri azaltır görüşünü desteklemektedir

(Aspergis ve Theodossiou 2004: 40-50).

Özata ve Esen 2010 yılında yaptıkları çalışmada, Türkiye’de 1988:1’den 2008:4’e kadar ki

çeyreklik dönemlik özel imalat sanayi verilerini kullanarak reel ücretler ile istihdam düzeyi

arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığını ortaya koymaya çalışmışlardır. Çalışmada

eşbütünleşme ve nedensellik testleri uygulanmış ve çalışma sonucunda reel ücretler ile istihdam

düzeyi arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğu saptanmıştır. Elde edilen sonuç Neoklasik

İktisatçıların görüşünü destekler yönde çıkmıştır (Özata ve Esen 2010: 55–70).

Güven, Mollavelioğlu ve Dalgıç 2011 yılında yaptıkları çalışmada, Türk imalat sanayinin 1969-

2008 dönemine ait verilerini kullanarak asgari ücret ve istihdam arasındaki eşbütünleşme ilişkisi

ile nedensellik ilişkisini olup olmadığını araştırmışlardır. Elde edilen sonuca göre; istihdam ile

asgari ücret arasında eşbutünleşme ilişkisi yoktur. Ayrıca asgari ücret uygulamasının

istihdamdaki değişmelerin bir nedeni olmadığı tespit edilmiştir (Güven, Mollavelioğlu ve

Dalgıç 2011: 147-166).

4.YÖNTEM

Bu çalışmada, istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki uzun dönemli ilişki ve bu ilişkinin

nedenselliğine bakılmıştır. Değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin araştırılması amacıyla

Sınır Eşbütünleşme Testi, nedensellik ilişkisinin araştırılmasın da ise Granger Nedensellik Testi

kullanılmıştır. Sınır eşbütünleşme testi olarak ta bilinen ARDL testi, Engle-Granger (1987),

Johansen (1988) ve Johansen-Juselius (1990) tarafından geliştirilen eş-bütünleşme testiyle

karşılaştırıldığında daha kullanışlı olduğu kabul edilmektedir. Söz konusu testlerde analize dahil

edilen serilerin düzeyde birim kök içermesi ve farkı alındığında aynı derecede bütünleşik olması

gerekmektedir. Dolayısıyla serilerden biri ya da bir kısmı düzeyde durağan ise eşbütünleşme

ilişkisi araştırılamaz. Oysa Pesaran ve ark. (2001) tarafından geliştirilen ARDL testinde böyle

bir kısıtlama yoktur. Serilerin durağanlık düzeyleri farklı olsa bile eşbütünleşme ilişkisinin olup

olmadığı test edilebilir. Diğer yandan sınır eşbütünleşme testi küçük gözlem sayısı olan

verilerde daha iyi çalışmaktadır (Narayan and Narayan, 2004:25, Pesaran ve ark. 2001). Ele

aldığımız değişkenlere ait seriler arasında bir eşbütünleşme ilişkisinin yani değişkenler arasında

uzun dönemde bir ilişki bulunup bulunmadığını ortaya koymak amacıyla ARDL eşbütünleşme

testi kullanılmıştır.


131


4.1.1. ARDL SINIR TEST YAKLAŞIMI

Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkilerinin belirlenmesi için uzun dönem ilişkinin varlığı

eş-bütünleşme testiyle yapılır. Eş-bütüleşme testi, Engle-Granger (1987); Johansen (1988) ve

Johansen-Juselius (1990); ve Pesaran ve ark. (2001) geliştirmiş olduğu yöntemlerle

yapılabilmektedir. Bu çalışmada sahip olduğu avantajlardan dolayı Pesaran ve ark. (2001)’nın

geliştirmiş olduğu ARDL modeli kullanılacaktır. ARDL modelinde değişkenler arasındaki uzun

dönem ilişkinin varlığı Denklem 1’le gösterilmiştir.

∆𝑙𝑛İ𝑆𝑇İ𝐻𝐷𝐴𝑀𝑡 = 𝛽0 + ∑ 𝛽1𝑖∆

𝒑

𝒊=𝟏

𝑙𝑛İ𝑆𝑇İ𝐻𝐷𝐴𝑀𝑡−𝑖 + ∑ 𝛽2𝑖∆

𝒑

𝒊=𝟎

𝑙𝑛𝑅𝐸𝐸𝐿Ü𝐶𝑅𝐸𝑇𝑡−𝑖

+ ∑ 𝛽3𝑖∆

𝒑

𝒊=𝟎

𝐺𝑆𝑌𝐻𝑡−𝑖 + 𝜆1𝑙𝑛İ𝑆𝑇İ𝐻𝐷𝐴𝑀𝑡−1 + 𝜆2𝑙𝑛𝑅𝐸𝐸𝐿Ü𝐶𝑅𝐸𝑇𝑡−1

+ 𝜆3𝑙𝑛𝐺𝑆𝑌𝐻𝑡−1 + 𝜀𝑡 (1)

Denklem 1’deki εt hata terimini ve Δ birinci fark operatörünü göstermektedir. İstihdam düzey,

reel ücretleri ve geliri sırasıyla İSTİHDAM, REELÜCRET ve GSYH değişkenleri temsil

etmektedir.

Denklemde gecikme uzunluğunun seçiminde AIC veya SC gibi ölçütler kullanılır. Uygun

gecikme uzunluğu belirlendikten sonra hata teriminin otokorelasyonuna bakılır. Hata teriminin

en uygun gecikme uzunluğunda otokorelasyon içermiyorsa F-testi (Wald) ile değişkenler

arasında uzun dönemli ilişkinin varlığı test edilir. Test istatistiğinde Pesaran ve ark. (2001) veya

Narayan (2005) test istatistikleri kullanılabilir. Pesaran ve ark. (2001) ARDL yönteminin

geliştirmiş olmasına rağmen Narayan (2005) daha küçük gözlemler için gözlem sayısına göre

test istatistiği geliştirmiştir.

4.1.2. GRANGER NEDENSELLİK TESTİ

Uygulamalı ekonometrik çalışmalarda değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin tespit

edilmesi için en sık kullanılan test; Granger (1969, 1988) tarafından geliştirilen Granger

nedensellik testidir. Eğer değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisi yoksa regresyon analizinin

sonuçları istatistiksel olarak anlamlı olsa bile iktisadi açıdan bir anlam ifade etmeyecektir.

Değişkenlerin nedensellik ilişkilerini belirlemek için Denklem 2 ve Denklem 3 kullanılır.

𝑋𝑡 = ∑ 𝐴11,𝑗𝑋𝑡−𝑗 + ∑ 𝐴12,𝑗𝑌𝑡−𝑗 + 𝑒1,𝑡𝑝𝑗=1

𝑝𝑗=1 (2)

𝑌𝑡 = ∑ 𝐴21,𝑗𝑌𝑡−𝑗 + ∑ 𝐴22,𝑗𝑋𝑡−𝑗 + 𝑒2,𝑡𝑝𝑗=1

𝑝𝑗=1 (3)

Granger nedensellik testi, Denklem 2’deki bağımsız değişken olan Yt’nin gecikmeli değerlerinin

katsayılarının grup halinde (tüm A12’ler) sıfıra eşit olup olmadığı test edilerek yapılmaktadır.

Burada kullanılan test F testi (Wald test)’dir. Denklem 2’de tüm A12 katsayıları belirli bir

anlamlılık düzeyinden sıfırdan farklı bulunursa, Y’nin X’in nedeni olduğu sonucuna varılır.

Başka bir ifadeyle eğer e1’in varyansı, Denklem 2’deki Y teriminin eklenmesiyle azalıyorsa,

Y’nin X’in Granger nedeni olduğu söylenir. Aynı şekilde Denklem 3’de tüm A22 katsayıları

belirli bir anlamlılık düzeyinde sıfırdan farklı bulunursa bu sefer X’nin Y’in nedeni olduğunu


132


göstermektedir. Başka bir söylemle, Denklem 3’de X’in eklenmesiyle e2’nin varyansı azalıyorsa

X’in Y’nin Granger nedeni olduğu söylenir. Eğer denklem 2 ve denklem 3’e ilişkin analiz

sonuçlarında A12 ve A22 katsayıları eş anlı olarak anlamlılarsa Y ile X arasında karşılıklı bir

nedensellik ilişkisi var demektir. Ancak sadece Denklem 2’deki A12 katsayıları sıfırdan farklı ise

Y’den X’e doğru tek yönlü, sadece Denklem 3’deki A22 katsayıları sıfırdan farklı ise X’den Y’e

doğru tek yönlü nedensellik vardır. Hem A12 hem de A22 katsayılarının sıfırdan farklı olmaması

durumunda ise X ile Y değişkenleri arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi yok demektir.

5.VERİLER ve AMPİRİK SONUÇLAR

Bu çalışmada; Türkiye ekonomisinde istihdam, reel ücret ve GSYH değişkenleri arasındaki

uzun dönemli ilişki ile nedensellik ilişkisi ortaya konmaya çalışılmıştır. Çalışmada kullanılan

orijinal veriler, 2005:1-2013:2 dönemine ait üçer aylık 1998 yılı sabit fiyatlarıyla GSYH (Gayri

Safi Yurt İçi Hasıla), istihdam için sanayi üretiminde istihdam edilenlere ait aylık veriler üçer

aylık verilere dönüştürülerek oluşturulmuş ve reel ücret için ise sanayideki üçer aylık nominal

ücret endeksinin üçer aylık TÜFE endeksi ile deflate edilmesi ile elde edilmiştir. TÜFE endeksi

ise aylık TÜFE verilerinin üçer aylık verilere dönüştürülmesi ile elde edilmiştir. Çalışmada,

GSYH, sanayide istihdam edilenler ve sanayideki nominal ücret endeksi TÜİK web

sayfasından, TÜFE endeksi ise Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası, Elektronik veri dağıtım

sisteminden temin edilmiştir.

Söz konusu serilerde mevsimselliğin etkisi önemli görüldüğünden, mevsimsel olarak

düzeltilmişlerdir. Sadece sanayi üretiminde istihdam edilenler serisinde mevsimsel olarak

düzeltmeye gidilmemiştir. Çünkü söz konusu seri TÜİK web sayfasından alınırken mevsimsel

etkilerden arındırılmış halde alınmıştır. Çalışmada söz konusu İSTİHDAM, REELÜCRET ve

GSYH’nin doğal logaritması alındıktan sonra analiz yapılmıştır.

5.1. BİRİM KÖK TESTİ

Çalışmada kullanılan zaman serilerinin durağan olup olmadıklarını test etmek için Genişletilmiş

Dickey Fuller (ADF) (1981) ve Phillips Perron (PP) (1988) birim kök testleri uygulanmıştır.

Yapılan birim kök testleri sonucunda İSTİHDAM, REELÜCRET ve GSYH değişkenlerinin

düzeyde durağan olmadıkları sonucuna varılmıştır. Bunun sonucunda her üç değişkenin birinci

farkları alınarak aynı testler tekrarlanmıştır. Sadece Reel Ücret serisi ADF testine göre farkta

durağan değil ama PP test sonucuna göre durağan görünmektedir. PP testi serideki kırılmayı da

dikkate aldığından karar verilirken PP test sonucu dikkate alınmıştır. Tablo 1’de istihdam, reel

ücret ve GSYH değişkenlerine ait serilerin ADF ve Phillips Perron birim kök test sonuçları

verilmektedir.


133


Tablo 1: ADF ve Phillips Perron Birim Kök Testi Sonuçları

Değişkenler Düzey/Fark

ADF PP

SONUÇ Sabit

Sabit ve

Trend Sabit

Sabit ve

Trend

İSTİHDAM Düzey -1.237 -2.702 -1.138 -2.111

I(1) Birinci Fark -4.952** -4.936** -4.137** -4.981**

REEL

ÜCRET

Düzey 0.059 -1.897 -0.128 -1.300 I(1)

Birinci Fark -2.145 -2.408 -3.517* -3.667*

GSYH Düzey -1.024 -2.176 -1.000 -2.176

I(1) Birinci Fark -5.170** -5.050** -5.096** -4.955**

**, %1 ve *, %5 Düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı olduğunu göstermektedir.

5.2. SINIR EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ

Sınır eşbütünleşme testinin uygulanması için öncelikle yukarıda verilen Denklem 1 kullanılmak

suretiyle optimum gecikme uzunluğu AIC ve SC kriterleri kullanılmak suretiyle 4 olarak

bulunmuştur. Gecikme uzunluğunun belirlenmesinden sonra değişkenler arasındaki

eşbütünleşme ilişkisinin test edilmesi sürecine geçilmiştir. Sınır eşbütünleşme testi

yaklaşımında değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisi sıfır (H0= 𝜆1=𝜆2 = 𝜆3=0) hipotezinin

test edilmesiyle yapılmaktadır. H0 hipotezinin kabulü veya reddi F testi ile ortaya konmaktadır.

Elde etmiş olduğumuz F-istatistiğinin Narayan (2005)’de belirtilen üst kritik değerinden yüksek

olduğu görülmektedir. Bu sonuç bize H0 hipotezinin reddedildiğini ve değişkenler arasında

eşbütünleşme ilişkisinin olduğunu ortaya koymaktadır. Tablo 2’de uzun dönem eşbütünleşme

ilişkisinin test sonuçları verilmektedir.

Tablo 2: Uzun Dönem Eşbütünleşme İlişkisinin Test Sonuçları

Model F-ist. Gecikme

Uzunluğu

Eşbütünleşme İlişkisinin

Varlığı (%5)

F(İSTİHDAM|REELÜCRET, GSYH) 9,49 4 VAR

Notlar

Maksimum gecikme uzunluğu gözlem azlığı nedeniyle olarak 4 alınmış ve en uygun gecikme

uzunluğunun belirlenmesinde AIC ve SC kriterleri birlikte kullanılmıştır.

Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon LM Test istatistiğine göre 4 gecikmeye kadar hata

teriminin serisel korelasyonu bulunmamaktadır.

%5 anlamlılık düzeyinde alt ve üst kritik sınır değerleri sırasıyla 5,45 ve 6,57 olup, Narayan

(2005) case (III)’den alınmıştır.

5.3. GRANGER NEDENSELLİK TESTİ


134


Bu şekilde eşbütünleşme ilişkisinin varlığı tespit edildikten sonra, şimdi sıra değişkenler

arasındaki uzun dönem ilişkisinin araştırılması aşamasına gelinmiştir. Değişkenler arasında

eşbütünleşme ilişkisi bulunmuşsa, yapılacak nedensellik testinde tek ve/veya çift yönlü

nedensellik ilişkisinin bulunması gerekmektedir. Ancak uzun dönemli eşbütünleşme testi

sonucunda uzun dönemli değişkenler arasında ilişki bulunduktan sonra Granger nedensellik

testi yapılması anlamlıdır. Ancak eşbütünleşme testi sonucunda değişkenler arasında uzun

dönemli ilişki bulunmamışsa ve Granger nedensellik testi sonucunda nedensellik ilişkisi

bulunmuşsa bu iktisadi açıdan bir anlam ifade etmemektedir. Tablo 3’de istihdam, reel ücret ve

GSYH arasındaki Granger nedensellik testi sonuçları verilmiştir.

Gecikme Uzunluğu

SONUÇ Değişkenler 1 2 3 4

İSTİHDAM GSYH - - - -

YOK

GSYH İSTİHDAM + + + +

VAR

REELÜCRET GSYH - - - -

YOK

GSYHREELÜCRET + + - -

VAR

REELÜCRET İSTİHDAM +* + + +

VAR

İSTİHDAMREELÜCRET - - - -

YOK

*, %10 düzeyinde, diğerleri %5 veya %1 düzeyinde anlamlıdır.

Tablo 3’den de görüldüğü gibi Granger nedensellik testi sonuçlarına göre GSYH’den istihdama

doğru tek yönlü güçlü bir nedensellik ilişkisi saptanmıştır. Bu sonuç bize GSYH’deki

değişmenin istihdamda değişikliklere neden olacağını ancak istihdamın GSYH’ye neden

olmadığı şeklindeki sıfır hipotezinin ise reddedildiğini göstermektedir. Reel ücret ile istihdam

arasındaki nedensellik ilişkisine bakıldığında ise reel ücretten istihdama doğru tek yönlü bir

nedensellik ilişkisinin olduğu görülmüştür. Bu ise reel ücretteki değişimin istihdamda değişime

neden olduğunu; ancak istihdamın reel ücrete neden olmadığı şeklideki sıfır hipotezinin

reddedildiğini ortaya koymaktadır. Nedensellik testi sonuçlarından bir diğeri ise; GSYH’den

reel ücrete doğru tek yönlü ancak kısa dönemli bir ilişki vardır; yani kısa dönemde GSYH’de

meydana gelecek olan değişme reel ücrette değişmeye neden olacaktır. Ancak bu sonuç bize

istihdamın reel ücrete neden olmadığı şeklindeki sıfır hipotezinin reddedildiğini göstermektedir.


135


6. SONUÇ

Çalışmada öncelikle istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki ilişkinin teorisi verilmiştir. Klasik

görüşe göre; ekonomi daima tam istihdamdadır. Ekonominin tam istihdam düzeyinde dengede

olmasının nedeni emek piyasasında ücretlerin, mal ve hizmetler piyasasında ise fiyatların esnek

olmasına bağlanmaktadır. Dolayısıyla emek piyasasında bir dengesizlik olunca ücretler ve

fiyatlardaki esneklik emek piyasanın kendi kendine dengeye gelmesini sağlayacaktır. Emek

piyasasında elde edilen istihdam ise daha sonra ekonomideki gelir düzeyini belirlemektedir.

İstihdamdaki artış gelirde artışa neden olacaktır. Çünkü Klasiklerde her arz kendi talebini

yaratmaktadır. Klasiklerde emek piyasasında ortaya çıkan reel ücret istihdamı belirlemektedir.

İstihdam ise daha sonra gelir düzeyini belirlemektedir. Yani reel ücret düşerse istihdam

artmakta, istihdamdaki artış ise geliri artırmaktadır. Ancak Keynes ekonominin daima tam

istihdamda olmadığını ortaya koyarak dikkatleri istihdam konusu üzerine çekmiştir. Keynesyen

görüşte ekonomide eksik istihdam vardır. Eksik istihdamın nedeni ise efektif talep

yetersizliğiydi. Dolayısıyla efektif talep artarsa istihdam da artacaktır. Çünkü efektif talepteki

artış üretimi sonrasında geliri artıracaktır. Gelirdeki artış ise istihdam da artışa neden olacaktır.

Çünkü Keynesyen teoride her talep kendi arzını yaratmaktadır. Keynes’de mal ve hizmetler

piyasasında elde edilen gelir düzeyi istihdamı belirlemektedir. İstihdam ise daha sonra emeğin

marjinal verimliliğini etkilemek suretiyle reel ücreti belirlemektedir. Yani toplam talebe bağlı

olarak toplam arz artarsa gelir düzeyi artmakta gelirdeki artış ise istihdamı artırmaktadır.

İstihdamdaki artış ise daha sonra emeğin marjinal verimliliğini azaltmak suretiyle reel ücreti

azaltmaktadır.

Çalışmanın ikinci aşamasında ise Türk sanayinde istihdam, reel ücret ve GSYH arasındaki uzun

dönemli ilişkinin varlığı ve değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisi, Türk sanayinin 2005:1-

2013:2 dönemine ait üçer aylık verileri kullanılarak analiz edilmiştir Analizde öncelikle

değişkenlerin durağanlık yapısı araştırılmıştır. Daha sonra Sınır eşbütünleşme testi ile

değişkenler arasındaki eşbütünleşme ilişkisinin olduğu ortaya konmuştur. Analiz sonucunda

istihdam, reel ücret ve GSYH arasında uzun dönemli bir ilişki tespit edilmiştir. Granger

nedensellik analizi istihdam ile GSYH arasında GSYH’dan istihdama doğru tek yönlü bir

nedensellik ilişkisi vardır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Keynesyen görüşü

desteklemektedir. Buna göre; GSYH’daki artış istihdamı artıracaktır. İstihdam ile reel ücret

arasındaki ilişkide ise reel ücretten istihdama doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi

saptanmıştır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç Neoklasik iktisatçıların görüşünü

desteklemektedir. Başka bir ifade ile reel ücretlerdeki bir azalma istihdam düzeyini artıracaktır.

Reel ücret ile GSYH arasındaki ilişkiye bakıldığında ise GSYH’dan reel ücrete doğru tek yönlü

kısa dönemli bir ilişki bulunmaktadır. İlişkinin yönüne bakıldığında elde edilen sonuç

Keynesyen görüşü desteklemektedir. Buna göre; GSYH artınca reel ücret azalmaktadır.


136


KAYNAKLAR

AL-GHANNAM, H. A., (2005), “The Relationship between Economic Growth and

Employment in Saudi Private Firms, King Saud University, Riyadh, Saudi Arabia

WP:1-19”

file:///C:/Documents%20and%20Settings/xp/Belgelerim/Downloads/The_Relationshi

p_between_Economic_Growth_and_Empl.pdf

APERGIS, N.; THEODOSSIOU, I., (2008), “The Employment-Wage Relationship: Was

Keynes right afterall?, American Review of Political Economy”, 6, 1, 40-50.

ARESTIS, P.; MARISCAL, I.B.F., (1994), “Wage Determination in the UK: Further

Empirical Results Using Cointegration”, Applied Economics, 26, 417-424.

ARISOY, İ., (2008), “Türkiye’de Sanayi Sektörü – İktisadi Büyüme İlişkisinin Kaldor

Hipotezi Çerçevesinde Test Edilmesi”, Türkiye Ekonomi Kurumu, Tartışma Metni

2008/1, 1-31. http://www.tek.org.tr/dosyalar/ARISOY-Sanayi_Buyume.pdf.

BENDER, K.; THEODOSSIOU, I., (1999), “The Real Wage-Employment Relationship”,

Journal of Post Keynesian Economics, 21, 621-637.

CARRUTH, A.; SCHNABEL, C., (1993), “The Determination of Contract Wages in West

Germany”, Scandinavian Journal of Economics, 95, 297-310.

CHRISTOPOULOS, D. K., (2005), “A Note on the Relationship Between Real Wages and

Employment: Further Evidence from Panel Cointegration Tests”, Journal of

Economic Studies, 32, 1, 25-32.

DARBY, J.; WREN-LEWIS, S., (1993), “Is There a Cointegration Vector for UK Wages?”,

Journal of Economic Studies, 20, 87-115.

DEMİR, Ö., (1996), Kurumcu İktisat, Ankara: Vadi Yayınları.

DICKEY, D.A.; FULLER, W. A., (1981), “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive

Time Series with a Unit Root”, Econometrica, 49, 1057-1063.

DPT, (2007), Dokuzuncu Kalkınma Planı. Ankara: DPT

Yayınları.http://ekutup.dpt.gov.tr/plan/plan9.pdf

ENGLE, R.F.; GRANGER, C.W.J.I., (1987), “Co-integration and error correction:

representation, estimation, andtesting”, Econometrica, 55, 2, 251-276.

FROYEN, R. T., (1993), “Macroeconomics, Theories and Policies”, 4th ed, New York :

Macmillan; Toronto: Maxwell Macmillan Canada; New York: Maxwell Macmillan

International.

GRANGER, C.W.J., (1969), “Investigating Causal Relations by Econometric Models and

Cross-Spectral Methods”, Econometrica, 37, 3, 424-438.

GRANGER, C.W.J., (1988), “Some Recent Developments in a Concept of Causality”,

Journal of Econometrics,, 9, 199-211.

GÜRKAN, H., (2006), “Ekonomik Büyüme ve Küresel Ekonomi” Bursa: Ekin Kitapevi.

GÜVEN, A.; MOLLAVELİOĞLU, Ş.; DALGIÇ, B.Ç., (2011), “Asgari Ücret İstihdamı

Artırır mı? 1969-2008 Türkiye Örneği”, ODTÜ Gelişme Dergisi, 38, 147-166.

http://www.tek.org.tr/dosyalar/ARISOY-Sanayi_Buyume.pdf

http://ekutup.dpt.gov.tr/plan/plan9.pdf


137


JAYARAMAN, T.K.; SINGH, B., (2007), “Foreign Direct Investment and Employment

Creation in Pacific Island Countries: An empirical study of Fiji,Asia-Pacific Research

and Training Network on Trade Working Paper Series”, No. 35, May 2007,

http://www.unescap.org/sites/default/files/AWP%20No.%2035.pdf

JOHANSEN, S., (1988), “Statistical Analysis of Cointegrating Vectors”, Journal of

Economic Dynamics and Control, 12, 231-254.

JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K., (1990), “Maximum Likelihood Estimation and Inference on

Cointegration with Application to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of

Economic and Statistics, 52, 169-210.

KARA, M.; DURUEL, M., (2005), “Türkiye’de Ekonomik Büyümenin İstihdam Yaratmama

Sorunu”, Sosyal Siyaset Konferansları, 50, 367-396.

KEYNES, J. M., (1936), “The General Theory of Employment, Interestand Money”,

Harcourt, New York.

METİN, K.; ÜÇDOĞRUK, Ş., (1998), “Türk İmalat Sanayii’nde Uzun Dönem Ücret-Fiyat-

İstihdam İlişkilerinin Ekonometrik Olarak İncelenmesi”, Çukurova Üniversitesi

İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, 8, 1, 279-287.

NARAYAN, P.; NARAYAN, S., (2004), “Estimating Income and Price Elasticities of

Imports for Fiji in a Cointegration Framework”, Economic Modelling, 22, 423-438.

NARAYAN, P.K., (2005), “The Saving and Investment Nexus for China: Evidence from

Cointegration Tests”, Applied Economics, 37, 1979-1990.

NYMOEN, R., (1989), “Wages and the Length of the Working Day: An Empirical Test

Based on Norwegian Quarterly Manufacturing Data”, Scandinavian Journal of

Economics, 91, 599-512.

NYMOEN, R., (1994), “Finnish Manufacturing Wages 1960-1987: Real-Wage Flexibility

and Hysteresis”, N.R. Ericsson ve J.S. Irons ed., Testing Exogeneity, Oxford

UniversityPress, Oxford.

ÖZATA, E.; ESEN, E., (2010),“Reel Ücretler İle İstihdam Arasındaki İlişkinin Ekonometrik

Analizi”, Anadolu University Journal of Social Sciences. 10, 2, 55–70

PARKIN, M., (2011), “İktisat”, Dokuzuncu Baskı, (Ö. Uzun, S Demir, S. Güneş ve Ş.

Sezgin Çev.).Akademi Yayıncılık, Addison Wesley, Ekim 2011 Kod:978-975-6885-

26-0.

PERRON, P., (1989), “The Great Crash, the Oil Price Shock and the Unit Root Hypothesis”,

Econometrica, 57, 1361-1401.

PESARAN, M.; SHIN, Y.: SMITH, R. J., (2001), “Bounds Testing Approaches to the

Analysis of Level Relationships”, Journal of Applied Econometrics, 16, 289-326.

PHILLIPS, P.C.B; PERRON, P., (1988), “Testing for a Unit Root in Time Series

Regression”, Biometrika, 75, 335–346.

RUSSELL, B.; TEASE, W. J., (1988), “Employment, Output and Real Wages”, Research

Discussion Paper, RDP 8806, Federal Reserve Bank of Australia.

http://www.unescap.org/sites/default/files/AWP%20No.%2035.pdf


138


SMITH, J.; HAGAN, J., (1993), “Multivariate Cointegration and Error Correction Models:

An Application to Manufacturing Activity in Australia”, Scottish Journal of Political

Economy, 40, 184-198.

SUEDEKUM, J.; BLIEN, U., (2004), “Wages and Employment Growth: Disaggregated

Evidence for West Germany”, Discussion Paper 1128, Institute for the Study of

Labour.

TUNALI, İ., (2004), “İstihdam Durum Raporu: Türkiye’de İşgücü Piyasası ve İstihdam

Araştırması”. Ankara: Türkiye İş Kurumu Yayınları.

TÖRÜNER, M., (2000), “Çalışma Ekonomisi”, Eskişehir: T.C Anadolu Üniversitesi

Yayınları.

TÜRKBAL, A., (2005), “İktisada Giriş”, 2.Basım, İstanbul: Aktif Kitabevi.

ÜSTÜNEL, B., (1988), “Ekonominin Temelleri”, Beşinci Baskı, Ankara.