Kadınlarda işgücüne katılımın belirleyicileri

Kadınlar için tahmin edilen modelin istatistiksel olarak son derece anlamlı sonuçlar içerdiği görülmektedir. Modelin tümel anlamlılığını sınamak amacıyla hesaplanan F istatistiğinin p-değeri 0 olarak hesaplanmıştır. Dolayısıyla, modelin örneklemdeki davranış kalıbını bir bütün olarak anlamlı biçimde açıklama gücünün yüksek olduğu anlaşılmaktadır. Diğer taraftan, uygulanan t-testleri tahmin edilen katsayıların her birinin yüzde bir hata düzeyinde, istatistiksel olarak anlamlı olduğu yargısına varılmasını sağlamaktadır. Ayrıca, katsayıların ilintili oldukları değişken için işaret ettiği etki yönü ve boyutunun kuramsal beklentilerle uyumluluk

sergilemesi söz konusudur17_.

Yaş değişkenleri için tahmin edilen katsayılar yaş düzeyi ile işgücüne katılım olasılığı arasında ters-u biçimli bir ilişkinin var olduğuna işaret etmektedir. Eğitim değişkenleriyle ilgili tahmin sonuçları ise beklenildiği gibi eğitim düzeyindeki artışla beraber işgücüne katılım olasılığının arttığını göstermektedir. Kırda ikamet eden kadınlarda işgücüne katılımın kentte ikamet eden kadınlardan belirgin oranda daha yüksek olduğu görülmektedir. Çocuk sayısındaki artışın kadınlarda işgücüne katılımı

ekonomik büyüme oranı ile işgücüne katılım oranı arasında artı yönlü bir ilişki olduğu dikkat çekmektedir. Zaman trendi katsayısının pozitif olması 2004-2013 döneminde ekonomik yapıda kadın işgücüne katılımını olumlu şekilde etkileyen değişimlerin meydana geldiğine işaret etmektedir. Tablo 3.1’de işgücüne katılım modeli tahmin sonuçları yer almaktadır.

Tablo 3.1. Ekonometrik Modelin Tahmin Sonuçları (Kadınlar)

Örneklem Hacmi 1.894.663 Populasyon Hacmi 261.694.124 F(k=19, n-k=1894644) 18.967,7 P(F) 0,0000 R2 0,1745 Değişken Katsayı Yaş 15-19 0,0993*** Yaş 20-24 0,2329*** Yaş 25-29 0,2684*** Yaş 30-34 0,3001*** Yaş 35-39 0,3207*** Yaş 40-44 0,2919*** Yaş 45-49 0,2238*** Yaş 50-54 0,1651*** Yaş 55-59 0,1225*** Yaş 60-64 0,0846*** İlkokul 0,0082*** Ortaokul 0,0219*** Genel Lise 0,0887*** Meslek Lisesi 0,1792*** Üniversite 0,4785*** Kır 0,2056***

Sorumlu Olunan Bağımlı Çocuk Sayısı -0,0419***

Büyüme 0,0082***

Zaman Trendi 0,0048***

Sabit Terim -0,0945***

Not: k: Açıklayıcı değişken sayısı, n: gözlem sayısı

Kadınlarda yaş değişkeninin işgücüne katılım üzerindeki etkisi incelendiğinde, tahmin edilen tüm yaş kukla değişken katsayılarının artı işaretli olduğu dikkat çekmektedir. Dolayısıyla tüm yaş gruplarında katılım ihtimali baz olarak seçilen 65 yaş ve üzeri grubuna kıyasla istatistiksel olarak anlamlı şekilde daha yüksektir. Diğer taraftan söz konusu katsayıların kendi içerisinde kıyaslanması

yaş değişkeninin işgücüne katılım üzerindeki etkilerine dair farklı kuramsal beklentilerin de karşılandığına işaret etmektedir. Tahmin edilen katsayılar kadınlarda işgücüne katılımın yaş ile ters-u biçimli bir ilişkide olduğunu ortaya koymaktadır. 30-34, 35-39 ve 40-44 yaş grubundaki kadınlarda işgücüne katılma olasılığı 65 yaş ve üzeri kadınlara kıyasla sırasıyla 0,30, 0,32 ve 0,29 düzeylerinde artmakta ve bu yaş grupları ters parabolün tepesine tekabül etmektedir. Diğer taraftan, bu gruplardan sağ ve sola doğru uzaklaşıldıkça işgücüne katılım olasılığının monoton bir seyirde azaldığı görülmektedir.

Eğitim değişkenlerine ilişkin tahmin edilen katsayıların da öncül beklentiler ile son derece uyumlu olduğu görülmektedir. Baz kategori olan bir okul bitirmeyenler ile diğer tüm eğitim düzeyleri arasında anlamlı bir işgücüne katılım farkı olduğu dikkat çekmektedir. Tahmin sonuçları kadınlarda işgücüne katılımın özellikle lise ve üzeri eğitim gruplarında önemli oranda yükseldiğini göstermektedir. Üniversite eğitimi kadın işgücüne katılımında oldukça belirgin bir farklılık yaratmaktadır. Üniversite düzeyindeki kadınların bir okul bitirmeyen kadınlara kıyasla 0,48 daha yüksek bir olasılıkla işgücüne katıldığı tahmin edilmektedir. Diğer taraftan genel lise ve meslek lisesi mezunu kadınlarda bu rakam sırasıyla 0,09 ve 0,18 civarında tahmin edilmektedir. Dolayısıyla tahmin sonuçları meslek lisesi mezunu kadınlarla genel lise mezunu kadınlar arasında da önemli bir ayrışma olduğuna işaret etmektedir. Ancak genel lise mezunu kadınların yükseköğretime meslek lisesi mezunu kadınlara kıyasla daha yoğun bir şekilde devam etmiş olması

da bu durumda etkili olmuş olabilir.18

Tahmin sonuçları kırda konumlanan bir kadının işgücüne katılma ihtimalinin kentteki bir kadına kıyasla diğer etmenler kontrol edildiğinde dahi yaklaşık 0,20 kadar yüksek olduğunu ortaya koymaktadır. Kırda kente göre belirgin düzeyde düşük olan çalışma süreleri, kırsal ekonomide istihdama dahil olan kadınların bir yandan

hane içi hizmetlerin tedariğini sağlarken diğer yandan da ekonomik faaliyete dahil olmalarına olanak sunmaktadır.

Çalışmanın ortaya koyacağı politika çıkarımları açısından önemli bir değişken sorumlu olunan bağımlı çocuk sayısıdır. Model kadınlarda çocuk sayısındaki 1 birimlik artışın işgücüne katılma olasılığını 0,042 gibi önemli bir düzeyde düşürdüğüne işaret etmektedir. Hane içi hizmetlerin üretiminde kadınların yoğun pay sahibi olduğu göz önünde bulundurulduğunda böyle bir tahmin sonucuna ulaşılması öncül beklentilerle uyumlu olmuştur.

Model on yıllık ortalama büyümedeki bir puanlık artışın kadın işgücüne katılım olasılığına yaklaşık 0,01 katkı sağladığını ortaya koymaktadır. Dolayısıyla, kadın katılımını artırmaya yönelik sosyal politikaların ve aktif işgücü piyasası politikalarının güçlü ve istikrarlı bir uzun dönemli büyüme patikası ile desteklenmesi kadın katılımında önemli kazanımları beraberinde getirecektir.

Son olarak, model kadın işgücüne katılım olasılığında her yıl, yaklaşık 0,005 düzeyinde, diğer açıklayıcı değişkenler ile açıklanamayan bir artış olduğunu tahmin etmektedir. Dolayısıyla, yapısal unsurlardaki olumlu gelişmelerin, 2004-2013 dönemi başından sonuna kadar kadın işgücüne katılımını 5 puan gibi önemli bir düzeyde desteklediği anlaşılmaktadır. Emeklilik sisteminde uygulanan olumlu reformlar ve istihdam paketleri ile kadınlara yönelik diğer aktif işgücü politikaları bu etkinin ortaya çıkmasında rol sahibi olmuştur.