Türkiye ekonomisinde büyümenin kaynaklarını tespite yöenlik çalışmalar oldukça az olmakla birlikte bunlar genellikle firma bazlı ve kısmi verimlilik ölçümlerini temel alan analizlerdir. Büyüme için hayati önem taşıyan verimlilik artışlarının kaynaklarının neler olduğuna ilişkin çalışmalar ve ekonominin tümünü ele alan çalışmalar son dönemde hız kazanmıştır.
Tuncer ve Özuğurlu (2004) çalışmalarında büyüme muhasebesine dayalı ve Jorgenson tarafından geliştirilen yöntemi uygulayarak 1982-2000 dönemi için Türkiye’de büyümenin kaynaklarını tespit etmişlerdir. Çalışmanın sonuçlara göre sermaye ve üretkenlik (TFV) katkılarının çıktı büyümesine etkileri fazlayken emek faktörünün büyümeye olan katkısı altyapı ve hizmetler sektörü hariç sınırlı düzeyde kalmaktadır. Tarım sektöründe TFV’nin hasılaya katkısı %104,2; emek faktörünün %-
265 Khalid Sekkat, “The Sources of Growth in Morocco: An Empirical Analysis in a Regional Perspective”, 2003,http://www.gdnet.org/pdf2/gdn_library/global_research_projects/explaining_growth/Morocco_sources ofgrowth_final.pdf( 21.06.2006).
266
M. Nishimuzi ve S. Robinson,“Trade Policies and Productivity Change in Semi-Industrialized Countries,”
22; sermayenin ise %17,8 olarak bulunmuştur. Madencilik ve taş ocakçılığı sektöründe emek, sermaye ve TFV’nin katkıları sırasıyla %-84,6; %59,8 ve %120,7’dir. Đmalat sanayi sektöründe emek, sermaye ve TFV’nin büyümeye katkıları ise sırasıyla, %5,8; %69,6 ve %24,6 olarak bulunmuştur. Enerji sektöründe emek, sermaye ve üretkenliğin büyümeye katkıları sırasıyla %5,7, %53,4 ve %40,9’dur. Son olarak altyapı hizmetlerinde bu katkılar sırasıyla %51,5, %46 ve %2,5 olarak tespit edilmiştir. Bu sonuçlara bağlı olarak sermaye birikimi ve verimlilik artışlarının Türkiye’de büyümenin itici gücünü oluşturduğu ifade edilmiştir267.
Saygılı, Cihan ve Yurtoğlu (2001) çalışmalarında büyüme muhasebesi yöntemi kullanarak 1972-1997 döneminde Türkiye ve OECD ülkeleri için karşılaştırmalı TFV ölçümü yapmış ve kişi başına çıktı düzeyindeki artışın TFV düzeyi ya da teknolojik gelişme düzeyindeki artışla birlikte pozitif yönlü yakın bir ilişki içinde olduğu tespit edilmiştir. Büyüme muhasebesi yönteminden elde edilen sonuçlara göre Belçika, Danimarka, Đsveç ve Finlandiya’da TFV’nin büyümeye olan katkıları yaklaşık %50’ler civarındayken ABD ve Türkiye için %15’ler civarında kalmıştır. Çalışmanın sonçlarına göre Türkiye ekonomisinde TFV diğer OECD ülkleriyle kıyaslanmayacak kadar düşüktür ve incelenen dönemde bu ülkelerde gözlenen genel eğilimin aksine, önemli bir gelişme gözlenmemiştir.
Tablo 19: Plan Dönemleri Đtibariyle Büyümenin Kaynakları
GSYĐH Artışı (%) Sermaye Birikimi Artışı (%) Đşgücü Artışı (%) TFV Artışı (%) III. Plan Dönemi
(1973-1977) 6,7 9,9 (79,1) 2,2 (15,2) 0,4 (6,5)
IV. Plan Dönemi
(1979-1983) 2,7 3,8 (73,8) 1,1 (18,1) 0,2 (8,7) V. Plan Dönemi (1985-1989) 4,6 4,4 (51,1) 2,0 (20,5) 1,3 (27,6)
VI. Plan Dönemi
(1990-1994) 3,8 5,2 (72,2) 1,3 (16,1) 0,5 (12,0)
VII. Plan Dönemi
(1995-1997) 4,2 5,3 (67,6) 1,5 (17,0) 0,7 (15,9)
Kaynak: Şeref Saygılı, Cengiz Cihan ve Hasan Yurtoğlu, “Verimlilik ve Büyüme: Türkiye Ekonomisi Đçin Ülke Karşılaştırmalı Bir Analiz”, Sayıştay Dergisi, Sayı:43, 2001, s.48.
267 Tuncer ve Özuğurlu, ss.25-27.
Ayrıca TFV’nin Planlı Dönem içerisinde büyümeye katkıları III., IV., V., VI. ve VII. Beş Yıllık Planlar doğrultusunda sırasıyla %6,5; %8,7; %27,6; %12; %15,9 düzeyinde gerçekleşmiştir. Büyümenin sermaye birikimine bağlı yapısının dönem içerisinde önemli bir değişim göstermediği tespit edilmiştir268.
Akan (2001) çalışmasında kişi başına değerler cinsinden Collins ve Bosworth Modelini sabit ikame esnekli üretim fonksiyonu kullanarak 1970-1999 dönemi Türk imalat sanayi için girdi ve çıktı ilişkisinin ne yönde geliştiğini ortaya koymuştur. Üretim fonksiyonundan elde edilen sonuçlara göre 1970-1999 dönemi için imalat sanayinde ölçeğe göre artan getiri ortaya çıkmış ve teknolojik değişme hızı %0,65 gibi düşük seviyede kalmıştır. Üretim artışının faktörler tarafından açıklanamayan kısmı olan TFV düzeyi, teknolojik gelişmeye değil de ölçek büyüklüğüne bağlanmış ve emek faktörünün üretim esnekliğine bağlı olarak büyümeye katkısının yüksek olduğu tespit edilmiştir269.
Canpolat (2000), 1950-1990 dönemi Collins ve Bosworth Modelini seviye itibari ile kullanarak faktörlerin büyümeye olan katkılarını tespit etmiştir. Regresyondan elde edilen sonuçlara göre tüm katsayı tahminleri istatistiksel olarak anlamlı olmakla birlikte büyümede meydana gelen değişimlerin faktörler tarafından ancak %37’lik bir kısmı açıklanabilmektedir. Đncelenen dönem içerisinde teknoloji düzeyi ya da TFV düzeyinin yıllık ortalama %2,3’lük bir hızla büyüdüğü, sermaye birikiminin büyümeye katkısının %53 gibi yüksek bir düzeyde olduğu tespit edilerek ele alınan dönemde sermaye birikiminin büyümenin itici gücü olduğu sonucuna ulaşılmıştır270.
Đsmihan ve Kıvılcım, (2004) çalışmalarında 1960-2004 dönemi Türkiye Ekonomisi’de büyümenin kaynaklarını, faktörlerin hasıla üzerine olan katkılarını, büyüme muhasebesi yöntemi ve koentegrasyon testi uygulayarak belirlemişlerdir. Elde edilen sonuçlara göre sermayenin üretim esnekliğinin 0,50 olması varsayımı altında TFV’nin 1980’li dönemde büyümeye katkısının %48,2 gibi yüksek bir düzeyde olduğu bulunmuştur. 1960-2004 dönemi boyunca teknolojik gelişme düzeyi yıllık ortalama %0,6 gibi bir oranla büyürken TFV’nin büyümeye katkısı %20’ler dolayında
268 Şeref Saygılı, Cengiz Cihan ve Hasan Yurtoğlu, “Verimlilik ve Büyüme. Türkiye Ekonomisi Đçin Ülke Karşılaştırmalı Bir Analiz”, Sayıştay Dergisi, Sayı:43, 2001, ss.44-48.
269 Yusuf Akan, “Türk Đmalat Sanayinde Faktör Đkamesi, Teknolojik Gelişme ve Ölçeğe Göre Getiri: Yeni CES Üretim Fonksiyonu Yaklaşımı”, Verimlilik Dergisi, Sayı:4, 2001, s.179-192.
gerçekleştiği ve genel olarak büyümenin sermaye birikiminden kaynaklandığı, TFV’nin bazı dönemler hariç büyüme üzerinde etkisinin sınırlı olduğu tespit edilmiştir.
Tablo 20: Sermayenin Milli Gelirden Aldığı Payın Değişmesi Durumunda Büyümeye Olan Katkılar
Dönem Çalışan Başına Büyüme Büyümeye Katkılar Çalışan Başına Sermaye Çalışan Başına Beşeri Sermaye TFV α αα α = 0,35 1960-2004 3,2 %100 1,5 %46 0,6 %19 1,1 %35 1980-2004 3,3 %100 1,1 %35 0,6 %18 1,5 %47 α αα α = 0,50 1960-2004 3,2 %100 2,1 %66 0,5 %15 0,6 %20 1980-2004 3,3 %100 1,6 %50 0,5 %14 1,2 %36 α αα α = 0,65 1960-2004 3,2 % 100 2,7 %85 0,3 %10 0,1 %4 1980-2004 3,3 %100 2,1 %65 0,3 %10 0,8 %25 Kaynak: Đsmihan ve Kıvılcım, s. 39.
Çalışmada ayrıca Türkiye Ekonomisi için yapılan analizlerde sermayenin milli gelirden aldığı payın 0,35 ile 0,65 arasında değerler aldığı vurgulanmış ve bu oranın 0,35 veya 0,65 olması halinde çalışan başına sermaye, çalışan başına beşeri sermaye ve TFV artışlarının büyümeye katkıları tespit edilmiştir. Yukarıdaki tablodan da görüldüğü gibi sermayenin milli gelirden aldığı payın değişmesi durumunda bile büyümenin en önemli kaynağı sermaye birikimi olmaktadır.
IV. EKONOMETRĐK YÖNTEM
Kuramsal iktisadi modeller, geleneksel olarak stokastik olmayan matematiksel bütünlükler olarak geliştirilmekte ve bu matematiksel modele stokastik bir hata süreci eklenerek ampirik verilere uygulanmaktadır. Bu çalışmada da böyle bir yol izlenmekte ve Türkiye’de 1980 sonrası dönemde Cobb-Douglas üretim fonksiyonundan hareketle üretim esneklikleri hesaplanmaktadır. Bu amaçla yapılacak bir regresyon analizinde dikkat edilmesi gereken en önemli nokta, serilerin durağan olmayabileceğidir. Çünkü durağan olmayan serilerle yürütülen bir regresyonda, parametrelerin anlamlılığını test
etmede kullanılan t-istatistiği standart olmayan bir dağılıma sahiptir. Buna bağlı olarak, standart t-dağılımı tablolarını kullanarak yapılacak açıklamalar yanlış olabilecektir.
Klasik regresyon analizi, serilerin durağan olduklarının varsayılmasına dayanır. Oysa birçok iktisadi zaman serisinin durağan olmadığı bilinmektedir. Dolayısıyla durağanlık varsayımı, oldukça yanlış sonuçlara götürebilecek gerçekçi olmayan bir varsayım olarak kabul edilmektedir.
Zaman serileri durağan olmayabilirler; ancak Engle ve Granger (1987), durağan olmayan iki ya da daha fazla zaman serisinin doğrusal bir ya da daha fazla bileşiminin durağan olabileceğini belirtmektedirler. Böyle bir durağan doğrusal ilişkinin varlığı durumunda, serilerin “koentegrasyon”undan bahsedilir. Dolayısıyla ampirik uygulamanın bir sonraki basamağı koentegrasyon analizi olmaktadır.
Ekonometrik analizlerde kullanılan birçok makroekonomik zaman serisinin trend içerdiği bilinmektedir. Bu nedenle çalışmada öncelikle, zaman serisi analizlerinin en önemli unsurlarından biri olan durağanlık kavramı üzerinde durulacak, daha sonra koentegrasyon analizi hakkında bilgi verilecektir.