Dergimizi Tarayan Alan Endeksleri ve Veri Tabanları

1

Yayın ve Danışma Kurulu

• Dr. Yılmaz ARGÜDEN

• Afa BORAN

• Yavuz CANEVİ

• Ege CANSEN

• Bülend ÇORAPÇI

• Gazi ERÇEL

• Dr. Zeynel Abidin ERDEM

• Dr. M. Faysal GÖKALP

• Zeki GÜNDÜZ

• Avni HEDİLİ

• Ali İhsan KARACAN

• Korhan KURDOĞLU

• Adnan NAS

• Sezai ONARAL

• Gökhan ÖZER

• Tuncay ÖZİLHAN

• Ertuğrul İhsan ÖZOL

• Adnan POLAT

• M.Faruk SABUNCU

• Dr. Turgut TELMAN

• Yaman TÖRÜNER

• Cihan TURPER

• Prof.Dr. Hakan ÜZELTÜRK

• Zekeriya YILDIRIM

Nasaş Tarım Üretim ve Ticaret A.Ş.

Adına İmtiyaz Sahibi Dr. Nesrin NAS Editör:

Dr. Bilge ÖZTÜRK GÖKTUNA Editör Yrd.:

Renginar DAYANGAÇ

fpekonomikyorumlar@gmail.com Yazı İşleri Müdürü:

Belin SELONİ

Yayın Türü: Yaygın Süreli İdare Yeri: Ayazmaderesi cad.

Aliye Meriç Konak 7 İş Merkezi Kat 3 Daire 11

Gayrettepe/Istanbul Tel: 0 850 201 92 24 Gsm: 0 533 633 43 60 Fax: 0 212 244 60 22 Kapak-Tasarım ve Baskı:

Şenyıldız Yayıncılık Hediyelik Eşya ve Tekstil San. Ltd. Şti.

Maltepe mah. Gümüşsuyu cad.

Işık Sanayi Sitesi No.109 C blok No.102 Topkapı

Davutpaşa V.D. 8100113422 Tel: 0212 483 47 91 Basım Tarihi:

Finans Politik ve Ekonomik Yorum- lar Dergisi hakemli bir dergidir.

Dergideki yazılar, kaynak göstermek koşuluyla alınabilir. Yayınlanan yazıların tüm sorumluluğu yazarlarına aittir.

ISSN 1307-7112

Bilim Kurulu

• Prof.Dr. Asaf Savaş AKAT

• Prof.Dr. Muhammet AKDİŞ

• Dr. Öztin AKGÜÇ

• Prof.Dr. Mesut ALBENİ

• Prof.Dr. Mehmet ALTAN

• Doç.Dr. Osman Nuri ARAS

• Prof.Dr. Muhittin ATAMAN

• Prof.Dr. Ozan BAHAR

• Prof.Dr. Selahattin BEKMEZ

• Prof.Dr. Niyazi BERK

• Prof.Dr. Erhan BİRGİLİ

• Prof.Dr. Ünal BOZKURT

• Doç.Dr. Doğan CANSIZLAR

• Prof.Dr. Kemal ÇELEBİ

• Dr. A.Mahfi EĞİLMEZ

• Prof.Dr. Aytaç EKER

• Dr. Meral ELÇİ

• Prof.Dr. Fuat ERDAL

• Prof.Dr. Nadir EROĞLU

• Prof.Dr. Deniz GÖKÇE

• Yrd.Doç.Dr. Ege GÖKTUNA

• Dr. Yeşim GÜRBÜZ

• Prof.Dr. Nalan GÜREL

• Prof.Dr. Seyfettin GÜRSEL

• Doç.Dr. Engin HEPAKSAZ

• Prof.Dr.Haluk A. KABAALİOĞLU

• Doç.Dr. Hakan KAHYAOĞLU

• Prof.Dr. İdil KAYA

• Prof.Dr. Recep KÖK

• Prof.Dr. Haluk LEVENT

• Prof.Dr. Merih PAYA

• Prof.Dr. Ali Yaşar SARIBAY

• Doç.Dr. Ömür SÜER

• Yrd.Doç.Dr. Selim ŞANLISOY

• Doç.Dr. Nevzat ŞİMŞEK

• Prof.Dr. M. Şükrü TEKBAŞ

• Prof.Dr. Ömer TORLAK

• Prof. Dr. Güngör TURAN

• Prof.Dr. Kamil TÜĞEN

• Prof.Dr. Şevket TÜYLÜOĞLU

• Doç.Dr. Mert URAL

• Prof.Dr. T.Güngör URAS

• Prof.Dr. Şenay ÜÇDOĞRUK

• Prof.Dr. Ferudun YILMAZ

Yıl:53 Sayı:613 Mart-2016

Dergimizi Tarayan Alan Endeksleri ve Veri Tabanları

Available to researchers via ProQuest

2

3

B U S AY ID A

1.

Ozan EKŞİ

Bu çalışmada ilk olarak 2005-2015 arası dö- nemde Türkiye’de ekonomik büyüme ile işsizlik oranı arasındaki ilişki incelenmiştir.

......Sayfa: 9

2.

Boylamsal Bir Analiz Serkan DİRLİK Tufan KIZILTUĞ

Bu çalışmada, Türkiye’de faaliyet gösteren işlet- me grubuna bağlı işletmeler ile diğer iş örgütü türlerinin başarımları karşılaştırılmıştır.

...Sayfa: 21

3.

İdil Özlem KOÇ

Şirketlerin yöneticileri ile mevcut ya da potan- siyel yatırımcıları arasında asimetrik bilginin ol- ması durumunda, yöneticiler şirketlerinin duru- munun iyi olduğu bilgisini yatırımcıya iletmek için temettü dağıtımını bir iletişim aracı olarak kullanır.

...Sayfa: 33

4.

Rıdvan KARACAN Zişan KILIÇKAN

Kanser son yıllarda büyük artış göstermiştir.

Ölüme sebebiyet veren hastalıklar arasında ne- redeyse ilk sırayı almıştır. Kanser ilk evrelerinde teşhis edildiği takdirde ilerlemiş haline göre te- davisi kolay ve az maliyetli bir hastalıktır.

...Sayfa: 45

5.

Abdullah ÖZDEMİR Remziye DALKILIÇ

Bu çalışmanın amacı, 1980 yılından itibaren Türkiye’de uygulanmaya başlayan finansal ser- bestleşme politikalarının, Türkiye ekonomisin- de meydana getirdiği değişiklikleri incelemektir.

Bretton Woods sisteminin çökmesinden ...

.....Sayfa: 53

6.

Atilla YARDIMCI

Bu çalışmada, DCMS tarafından yapılan sınıf- lama kullanılarak, Türkiye’deki yaratıcı endüst- rinin içerdiği faaliyet gruplarına göre yapısı ve 2009 ile 2013 yılları arasındaki gelişimi incelen- miştir.

.....Sayfa: 65

7.

Cüneyt Yenal KESBİÇ Mehmet YİĞİT

Bireyler tarafından verilecek olan finansal yatı- rım kararları, çok değişkenli bir karar alma süre- cini ifade eder. Bu aşamada bireyin yatırımları- nı etkileyen demografik özellikleri, ekonomik ko- şulları, içinde bulundukları sosyal-kültürel ortam ve ekonomik gelişmelere ilişkin bilgi seviyeleri önem kazanmaktadır.

.....Sayfa: 79

MAKALELER YORUM

Özgün Model ve Yol Haritası Olmayınca

Adnan NAS...Sayfa: 7

4

5

IN T H IS IS SU E

ARTICLES

1.

Relationship in Turkey for the 2005- 2015 Period and the Role of Supply and Demand Shocks

Ozan EKŞİ

This study first investigates the empirical relati- onship between economic growth and unemp- loyment rate in Turkey for the 2005-2015 period.

......Sayfa: 9

2.

Serkan DİRLİK Tufan KIZILTUĞ

In this study, the performance of affiliated com- panies and other business organizations opera- ting in Turkey were compared.

...Sayfa: 21

3.

İdil Özlem KOÇ

In this study, we have analysed whether sha- reholders of companies are evaluating the in- formation of dividend payout as a signal or not.

...Sayfa: 33

4.

Rıdvan KARACAN Zişan KILIÇKAN

Cancer rates have significantly increased in re- cent years. Cancer almost took the first place among the diseases leading to death. It is an easily-treated and low-cost disease ...

...Sayfa: 45

5.

Abdullah ÖZDEMİR Remziye DALKILIÇ

The objective of this study is to examine the changes in the Turkish economy caused by fi- nancial liberalization policies that have been implemented in Turkey since 1980. After the col- lapse of the Bretton Woods system and a short lasting relief period, an economic crisis occur- red.

.....Sayfa: 53

6.

Atilla YARDIMCI

This study focuses on the structure of the cre- ative industry based on activity groups and its development between 2009 and 2013 using DMCS classification.

.....Sayfa: 65

7.

The Case of Individual Investors in Manisa

Cüneyt Yenal KESBİÇ Mehmet YİĞİT

Financial investment decisions can be conside- red as multivariate decision-making processes.

The individual demographic features affecting investment, economic condition and level of in- formation on social-cultural ...

.....Sayfa: 79

6

7

Kaç zamandır kafamı kurcalıyor, dünyadaki bun- ca çalkantı ve değişim arasında bizim bir bozulup bir düzelen konjonktür dengelerimizi öngörebil- mek neden bir falcılık egzersizine dönüşüyor? So- nunda genellikle bulduğum yanıt, ne yapacağımız ile ilgili kendimize ait ve koşullara göre uyarlaya- cağımız bir oyun kurgusunun ve modelinin olma- yışı, sadece ne olup biterse mevcut halimizle yani kendimizi değiştirmeden ona ayak uydurmaya ça- lışmanın yeterli olacağını düşündüğümüz şeklin- de. Oysa konjonktürün ötesinde küresel planda oluşacak büyük değişimlerin herkese ve her ülke- ye etkisi aynı olmayacak. Ülkeler arasında tekno- loji ve bilim üretiminde, eğitimin ve insan kayna- ğının niteliğinde, ekonominin büyüklüğü ve büyü- me temposunda, kurumsal altyapıda ya da küre- sel işleyişe bütünleşme düzeyinde var olan farklı- lıklar, toplumların dirliği ve refahı için geliştirebi- lecekleri politika alternatiflerini ve başarı şansla- rını belirleyeceği gibi, konjonktürel olarak ortaya çıkan sorunlarla başa çıkabilmenin zorluk derece- sini de etkileyecek. Doğrusunu isterseniz ben top- lumsal olarak, yani siyaset erbabımız, bürokrasi- miz, özel sektörümüz, akademyamız ve sivil top- lum kuruluşlarımızla, bu ikili ve zorlu sorumlulu- ğu taşıyacak kapasiteyi oluşturacak inanç ve iste- ğe sahip olduğumuz kanısında değilim. Duruşu- muz daha çok "her şey olacağına varır" düşünce- sini yansıtıyor.

Ortak Akıl ve Ortak Payda Eksikliği

Öncelikle içeride uğraştığımız gündem gelişmiş ülkelerin gündeminden oldukça farklı. Yani büyük ölçüde dışa açılmış ve bunun sağladığı dışsallık- lardan son otuz yılda zaman zaman yararlanmışsak da küreselleşmenin doğurduğu riskler ve yüküm- lülükler konusunda aynı ölçüde bilinçli olmadığı- mız açık. Ne iletişim teknolojilerindeki gelişmenin bireylere verdiği gücün gerektirdiği saydamlık ve kapsayıcılık, ne teknoloji evriminin yeni dalgala- rı üzerinde, sözgelişi fazla sermaye gerektirmeyen yani sermaye hasıla katsayısı düşük olan yazılım endüstrisinde ya da büyük veri analizinde söz sa- hibi olabilecek bir hazırlık radarımızda görünmü- yor. TÜSİAD bünyesindeki büyük şirketlerin kı- saca üretimde yüksek teknoloji kullanımı ve böy-

lece verimlilik ve rekabet gücü artışı anlamına ge- len "sanayi 4.0" konusundaki doğal uyum çabala- rı bir yana bırakılırsa, reel kesimin çok büyük bö- lümünün geleneksel sanayi üretiminde bile küçük ölçek, yetersiz işletme sermayesi ve düşük tekno- loji çıkmazında bulunduğunu da biliyoruz. Dahası ülkenin genel gündeminde bu konuların hiç de ön- celikli olmadığı, aksine daha hızlı film ve video in- dirmek için sim kartı değiştirmeyi teknolojik iler- leme sanma ve yaşam mimarı inşaat stoklarını art- tırarak kalkınma gibi yanılsamalar içinde sürük- lenmekteyiz. Aslında belki de temel sıkıntı bura- da: Fazla parçalı ve ortak paydaları çok az bir top- lum olmamız. Üstelik bu ortak paydaları oluştu- rup arttıracak ortak akıl üretme çabalarımız da ye- tersiz. Bu nedenle herkes ve her kesim başka tel- den çalıyor. Gelişmeleri izleme ve işi oluruna bı- rakma yani kaderine razı olma da bir tavır olabilir ama söylemlerimizden ve özlemlerimizden belli ki iddialarımız farklı halde işi ciddiye alarak kamu ve özel kesim işbirliğiyle net bir yol haritası hazırla- mak, önceliklerimizi ve tercihlerimizi açık bir şe- kilde belirlemek, sınırlı kaynaklarımızı buna göre tahsis etmek zorundayız. Aksi takdirde bir yandan protestolu senetler, karşılıksız çekler, iflas ertele- meleri ile boğuşan reel kesimin, diğer yandan kar- lılıkları dolayısıyla sermayeleri zayıflayan banka- ların ya da yaptıkları konutları satamayan inşaat- çıların yardımına koşmakla uğraşmaktan strateji kurgulamaya mecalimiz kalmaz. Ayrıca dış kon- jonktürün yaratacağı fırsatlar(enerji maliyeti düşü- şü, göçmen krizi ile canlanan AB süreci vb.)da ye- terince değerlendirilmemiş olur.

"Ne" Önemli, “Nasıl” Belli

Ortak payda ve ortak akıl eksikliği yalnızca eko- nomide değil, başka alanlarda da mesafe almamızı kısıtlıyor. Çözüm süreci ya da yeni anayasa tartış- maları gibi siyasi sorunlarda da, eğitim ya da öz- gürlükler gibi sosyal sorunlarda da ortak paydada buluşmakta, dolayısıyla sonuca varmakta fazlasıy- la zorluk çekiyoruz. İşin ilginç tarafı, büyüme ora- nı gibi rakamlara dayalı ve nesnel gelişmelere de çok farklı yorumlar gelebiliyor. Kimi G- 20'nin en hızlı büyüyen ikinci ekonomi olmamıza sevinir- ken, kimi büyümenin yatırım ve ihracat değil tüke-

YORUM

adnann@global.com.tr

Özgün Model ve Yol Haritası Olmayınca

8 tim kaynaklı olmasını kaygı verici buluyor. Hatta bazıları tüketimdeki artışın da büyük ölçüde oto- motiv ve haberleşme sektörler ile ilgili ve bu ne- denle genel bir canlılığı ifade etmekten uzak ol- duğunu, hele özel sabit sermaye yatırımlarının beş yıl önceki düzeyin bile altına düşmesinin gelecek yıllar için kötü işaret sayılması gerektiğine dikkat çekiyor. Elinizde kolektif bir uzlaşmayla belirlen- miş stratejik plan ve yol haritası olmayınca her yo- rumun kendine göre bir haklılığı da oluyor.

Böyle bir ortak paydanın, sadece içinde bulundu- ğumuz dönemle sınırlı kalmayan, gelecek dönem- leri de kavrayan bir bakış kazandırdığı, bu yönüy- le bir çıpa özelliği kazandığı da söylenebilir. Söz- gelişi büyümenin itici faktörü olan yatırımlar için faizleri düşürmeye çalışıyoruz ama banka kredile- rinin büyük payının tüketici ve konut kredilerine gittiğini, reel sektöre giden bölümünün de strate- jik amaç olması gereken döviz kazandırıcı alanla- ra değil, perakende ve inşaat gibi sektörlere gitti- ğini görmezden geliyoruz. Ayrıca ortalama vadesi çok kısa olan mevduatla uzun vadeli konut finans- manı modelinin sürdürülebilir olmadığını irdele- miyoruz. Palyatif politikalar, çoğu zaman telaf- fuz ettiğimiz amaçların tersi durumların oluşma- sına yol açıyor; örneğin serveti sermayeye dönüş- türerek mali sistemi genişletmek gerekirken, uy- gulama bunun aksine şirket özkaynaklarının gay- rimenkule dönüştüğü örneklerle dolu. Sözün kısa- sı, uzun vadeli ortak payda olmayınca neyin başa- rı, neyin sapma olduğu da belirsizleşiyor. Bilgiye erişimin kolay olduğu zamanımızda hedeflere na- sıl ulaşılacağı üç aşağı beş yukarı bellidir, sorun doğru ve tutarlı bir hedef seti belirleyip onu ortak payda yapmakta!..

9

2005-2015 Arası Dönemde

Türkiye’de Büyüme-İşsizlik İlişkisi ve Arz-Talep Şoklarının Rolü

Öz

Bu çalışmada ilk olarak 2005-2015 arası dönemde Türkiye’de ekonomik büyü- me ile işsizlik oranı arasındaki ilişki incelenmiştir. Sonuçlar, değişkenler arasın- da belirgin ters yönlü bir ilişkinin olduğunu göstermiştir. Çalışmada daha sonra ekonomik büyüme ve işsizlik oranında gözlemlenen değişikliklerin altında yatan arz ve talep değişimlerinin etkileri irdelenmiştir. Buna göre örneklem genelinde arz şoklarının öncellikle reel GSYİH büyüme oranı üzerinde, talep şoklarının ise işsizlik seviyesi üzerinde daha etkili olmuş oldukları gözlemlenmiştir. Bu sonucu sağlayan bir etmen arz şoklarının istihdam üzerindeki birim etkisinin talep şokla- rına oranla düşük gerçekleşmiş olmasıdır.

Anahtar Kelimeler: Ekonomik Büyüme, İşsizlik Oranı, Okun Yasası, Yapısal Ve- ktör Oto-regresyon Modeli, Arz ve Talep Şokları

Growth-Unemployment Relationship in Turkey for the 2005-2015 Period and the Role of

Supply and Demand Shocks

Abstract

This study first investigates the empirical relationship between economic growth and unemployment rate in Turkey for the 2005-2015 period. Our results show that there is a strong negative relationship between the variables in this time peri- od. Next, we investigate the effects of supply and demand shocks underlying the changes in economic growth rate and unemployment rate. According to our re- sults, during our sample period supply shocks have been more effective on real GDP growth rate compared to the demand shocks, whereas for the unemploy- ment rate the situation is reverse. One of the factors driving this result is that du- ring the sample period the unit effect of supply shocks on employment is lower than that of the demand shocks.

Keywords: Economic Growth, Unemployment Rate, Okun’s Law, Structural VARs, Supply and Demand Shocks

Ozan EKŞİ¹

1 Yrd. Doç. Dr., TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi, İktisat Bölümü.

ozaneksi@gmail.com.

10 1. Giriş

Ekonomik büyüme ile ülkelerin refahı artarken, bu refah artışının istihdam kanalına da sahip olup ol- madığı önemli bir ekonomi politikası sorusudur.

Büyüme ile işsizlik oranı arasındaki ilişkinin öl- çülmesi için bir kullanılan değer Okun Yasası ola- rak bilinmektedir. Bu değere yasa denmesinin se- bebi uzun süreli bir düzenlilik göstermesinin bek- lenmesidir.

Çalışmamızın ilk bölümünde Okun Yasası’nın Türkiye için değeri 2005 sonrası dönem için he- saplanmaktadır. Örneklemin 2005 sonrası dö- nem için sınırlandırılmasının sebebi, veri kayna- ğı olan işgücü anketinin 2014 yılında değiştirilme- si, 2005-2014 arası verinin TÜİK tarafından yeni veri ile uyumlu hale getirilmiş olması, fakat 2005 öncesi verinin eski seriyi takip ediyor olmasıdır.

Okun Yasasının değeri Türkiye için hesaplanırken, işsizlik oranı değişimlerini reel Gayri Safi Yurtiçi Hasıla (GSYİH) büyüme oranı ile açıklayan reg- resyon modelinin yanı sıra, bu regresyonda seri- lerin gecikmeli etkilerini de hesaba katan dinamik model, yine elde dilen Okun Katsayılarının örnek- lem döneminde değişip değişmediğini test eden kayan pencereler modeli de kullanılmıştır.

Çalışmamızın yukarıda anlatılan bölümünde reel GSYİH büyüme oranı ile işsizlik oranı arasındaki doğrusal ilişki incelenirken, ikinci bölümünde bu iki değişkeni etkileyen asıl yapısal etmenlerin gö- rece etkileri araştırılmıştır. Bu etmenler Blanchard and Quah (1989) yaklaşımı çerçevesinde arz ve ta- lep şokları olarak sınıflandırılmıştır. Bu şoklar ya- pısal vektör oto-regresyon analizi ile elde edil- miştir. Veriyi şok bileşenlerine ayırmak için kul- lanılan kısıt, arz şoklarının reel GSYİH seviyesi- ni kalıcı olarak artırması, talep şoklarının ise reel GSYİH seviyesinde ancak dalgalanma yaratabil- meleridir. Buradaki analiz ile şu iki soru cevaplan- dırılmaya çalışılmıştır: (i) Arz ve talep değişiklik- lerinin reel GSYİH büyüme oranı ile işsizlik oranı üzerine etkileri nelerdir? Bu sorunun cevabı, yapı- sal vektör oto-regresyon modeli sonrası elde edi- len etki-tepki fonksiyonu (impulse response func- tion) analizi ile verilmiştir; (ii) 2005-2015 döne- minde Türkiye’de meydana gelen reel GSYİH bü- yüme ile işsizlik oranlarındaki değişimlerin ne ka- darı arz şoklarından, ne kadarı talep şoklarından kaynaklanmıştır? Bu sorunun cevabı ise serilerin tarihsel ayrıştırılması (historical decomposition) yöntemi ile verilmiştir.

Çalışmanın birinci bölümünden elde edilen sonuç- lar ekonomik büyüme oranı ile işsizlik oranı ara- sında güçlü negatif bir etki olduğunu ortaya koy- muştur. 2005-2015 yılları arasında %1’lik ekono- mik büyümenin işsizlikte ortalama %0.25’lik bir azalma yarattığı, ayrıca ekonomik büyümenin ger- çekleşmediği durumda işsizlik oranının her yıl

%1.08 oranında arttığı bulunmuştur. Bu iki so- nuç işsizlik oranını sabit tutmak için gerekli bü- yüme oranının %4.25 olduğu şeklinde yorumlana- bilir. Okun Yasasının test edildiği dinamik model ise GSYİH’de örneğin talep kaynaklı bir artış ol- duğunda bunun kısa vadede çalışma saatlerindeki artışla karşılanabileceğini, dolayısıyla işsizlik üze- rine etkisinin zaman alabileceğini dikkate almak- tadır. Dolayısıyla dinamik model ekonomik büyü- menin işsizlik üzerindeki etkisini kısa dönem ve uzun dönem olarak ayrıştırabilmektedir. Bu mo- dele göre %1’lik ekonomik büyümenin işsizlikte aynı dönem %0.17 bir azaltma yarattığı, uzun dö- nemde ise bu sayının %0.30’a kadar çıktığı bulun- muştur.

Çalışmanın ikinci bölümünden elde edilen sonuç- lara göre, arz şokları reel GSYİH büyüme oranı üzerinde şokun kendisinin yönüyle aynı yönlü et- kiye sahipken, talep şokları bu büyüme oranını kısa vadede aynı yönlü, orta vadede ters yönlü ola- rak etkilemektedirler. Ayrıca arz şoklarının talep şoklarına kıyasla işsizlik seviyesi üzerindeki etki- leri hem kısa hem de uzun vadede daha sınırlı çık- mıştır. Tarihsel ayrıştırma yöntemi ile elde edilen sonuçlara göre, örneklem genelinde arz şoklarının özellikle reel GSYİH büyüme oranı üzerinde, ta- lep şoklarının ise işsizlik seviyesi üzerinde daha etkili olmuş oldukları gözlemlenmiştir.

Türkiye’de ekonomik büyüme ile işsizlik oranı / istihdam arasındaki ilişkiyi ekonometrik yöntem- lerle inceleyen çalışmalar olmakla birlikte, bu ça- lışmalardan birçoğu iki seri türü arasında neden- selliği Granger nedensellik testleriyle araştırmıştır.

Bu çalışmaların örnekleri için Uysal ve Alptekin (2009), Muratoğlu (2011), Özdemir ve Yıldırım (2013) çalışmalarına bakılabilir. Bu metot, genel itibariyle, bir serinin açıklanmasında diğer serinin geçmiş değerlerinin gücünü test ederek seriler ara- sında nedensellik ilişkisi kurmaktadır. Barışık vd.

(2010), Ceylan ve Şahin (2010) ve Tarı ve Abasız (2010) çalışmaları ise işsizlik oranının ekonomi- deki daralma ve büyüme dönemlerine farklı tepki- ler verip vermediğini tartışmışlardır.

Tiryaki ve Özkan (2011) çalışması ise büyüme 11 ile işsizlik oranı arasındaki ilişkiyi vektör oto- regresyon modeli ile tartışmıştır. Bu modelden elde edilen şoklar ise yapısal şoklara ayrıştırılma- mış, büyüme ve işsizlik şokları olarak yorumlanıp etki tepki analizi yapılmıştır.

Çalışmanın geri kalanı şu şekilde düzenlenmiştir.

Bölüm 2’de veri anlatılmıştır. Bölüm 3’de tahmin modelleri ve tahmin sonuçları sunulmuştur. Bö- lüm 4’de sonuçlar özetlenmiştir.

2. Veri

Bu çalışmada Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından yayımlanan çeyreklik veriler kullanıl- mıştır. GSYİH (Gayri Safi Yurtiçi Hasıla) değer- leri sabit (1998) fiyatlarla ölçülen değerlerdir. İş- gücü istatistikleri 2014 yılı sonrası dönemde işgü- cü anketi tasarımının farklılaştırılması nedeniy- le değişmiştir. TÜİK, 2005-2014 yılları arasında- ki veriyi, ekonometrik yöntemler kullanarak yeni seriler ile eşgüdümlü hale getirdiğini belirtmekte- dir. Çalışmamızda bu yeni işgücü serileri kullanıl- mıştır. Metodolojik olarak bu serilerin yine çey- reklik veri bulunan 2000-2005 dönemine, verilerin

yüzde değişim oranları kullanılarak uzatılabilece- ği düşünülebilirse de, seriler arasındaki—özellik- le tarım istihdamındaki—yüksek farklar bu yön- temin izlenmemesine sebep olmuştur. Son olarak GSYİH ve işsizlik oranındaki değişim ve büyüme, cari dönemdeki değerlerin 1 yıl önceki çeyreğe göre değişimi ve büyümesi olarak hesaplanmıştır.

3. Metot ve Sonuçlar

3.1. Klasik Fark Modeli ile Okun Yasası Testi İşsizlik oranı u ile gösterildiğinde, bu orandaki de- ğişimlerin reel GSYİH’deki büyüme oranı ile iliş- kisi aşağıdaki regresyon model ile incelenebilir.

(1)

Bu denklemde a katsayısı ülkede büyüme dışı ne- denlerle işsizlik oranında gözlemlenen değişikli- ği, b katsayısı (Okun Katsayısı) ise, reel GSYİH büyüme oranındaki %1’lik artış için işsizlik ora- nındaki değişimi göstermektedir. (1) numaralı reg- resyon modelinden elde edilen sonuçlar Şekil 1’de gösterilmiştir.

Şekil 1. Ekonomik Büyüme ve İşsizlik Oranı Arasındaki İlişki

Notlar: Regresyon katsayılarının altındaki parantez içindeki sayılar bu katsayılara ait standart hata değerlerini göstermektedir.

Şekil 1’e göre 2005-2015 döneminde değişken- ler arasında güçlü negatif bir ilişki olduğu görül- müştür. Güçlü büyüme dönemleri işsizlikte azal- ma ile, 2008-2009 küresel finansal kriz dönemin- deki negatif büyüme ise işsizlikte artma ile ilin- tili olarak ortaya çıkmıştır. Örneklem genelinde,

%1’lik ekonomik büyümenin işsizlikte ortalama

%0.25’lik bir azalma yarattığı, ayrıca a katsayısı-

nın işaret ettiği üzere, büyümenin gerçekleşmediği durumda—artan nüfus ve diğer benzeri etmenler ile beraber—işsizlik oranı değişiminin %1.08 ol- duğu, başka bir ifade ile işsizliğin her yıl ortalama

%1.08 oranında arttığı görülmüştür. Bu sonuçla- ra ilaveten, tüm bu değerlerin tahmininde kullanı- lan standart sapmaların—parantez içinde gösteril- diği üzere—oldukça küçük olduğu görülmektedir.

12 Buna göre, hem sabit terim, hem de GSYİH’nin büyüme oranı %1 istatistiki anlamlılık seviyesin- de açıklayıcı güce sahiptirler. (1) numaralı denk- leme göre işsizlik oranını sabit tutmak için gerekli büyüme oranı olan -a/b değeri %4.25 olarak ortaya çıkmaktadır. Bu büyüme oranının altındaki rakam- lar artan işsizlik oranı ile ilişkili olacaktır. Sonuç- lar ekonomideki büyümenin son yıllarda işsizliğin çok önemli bir belirleyicisi olduğunu göstermekte- dir. Tek başına reel GSYİH’deki değişimler işsiz- lik değişimlerinin %69’unu açıklayabilmektedir.

Şekil 1’de gösterilen sonuçlar yine Okun yasası- nı test eden Göçer (2015) çalışması ile karşılaştırı- labilir. Bu çalışma bizden farklı olarak 2001-2004 arsı dönemi de analizine dâhil etmiş, sonuç olarak 2001-2015 arası dönemde %1’lik ekonomik bü- yümenin işsizlikte ortalama %0.11’lik bir azalma yarattığını bulmuştur. Biz ise 2005-2015 arası dö- nemde bu rakamı %0.25 olarak bulmaktayız. Bul- gular arasındaki fark çalışmamızdaki Şekil 1 ile Göçer (2015) çalışmasındaki Grafik 2 karşılaştırıl- dığında açıkça görülebilir. Buna göre 2001-2004 arası dönemde büyümenin olduğu fakat işsizliğin azalmadığı bir dönem bulunmaktadır. Bu dönem Türkiye’de özel sektörün 2001 krizi döneminde çıkardığı işçilerin yerine kriz sonrasında yeni işçi almak yerine verimlilik artışıyla eski üretim düze- yini yakalamaya çalıştığı bir dönem yaşaması ile açıklanabilir. Çalışmamız TÜİK’in yeni işgücü veri setini kullandığından analizi 2005 yılı sonrası dönemi kapsamaktadır.

Şekil 1’de gösterilen sonuçlarda reel GSYİH’deki artışın işsizlik oranı üzerindeki aşağı yönlü etki- si hesaplanmaktadır. Diğer taraftan işsizlik oranı azalırken artan istihdamın da GSYİH’yi artırabile-

ceği düşünülebilir. Bu nedenle ilgili yazında Okun katsayısı

(2)

şeklinde de hesaplanmaktadır. Bu denkleme göre işsizlik oranındaki %1’lik bir değişimin reel GSYİH büyüme oranını %2.71 düşürdüğü bulunmuştur.¹

3.1.1. Fark Modeli: Kayan Pencereler Yöntemi Bu yöntemde Okun katsayısı her dönem için ondan önceki 5 yılın verileri (20 çeyreklik veri) kullanıla- rak hesaplanmıştır. Bu sayede (1) numaralı denk- lemden ve tüm örneklem gözleminden elde edilen Okun katsayısının örneklem alt kümeleri boyun- ca sabit olup olmadığı anlaşılabilecektir. Aynı za- manda bu katsayıdaki değişiklikler eş zamanlı ola- rak bulunabilecektir. Örneğin, veride 2012 yılının 1. çeyreğinde ortaya çıkan bir değişikliğin etkisi 2007Ç1-2012Ç1 analizinden itibaren Okun kat- sayısına yansımaya başlayacaktır. Sonuçlar Şekil 2’de gösterilmiştir.

1 Dikkat edilirse (1) numaralı denklemdeki GSYİH’deki

%1’lik bir büyümenin işsizlik oranında %0.25’lik bir azalışa se- bep olduğu sonucu, (2) numaralı denklemdeki analizde işsiz- lik oranı %1 arttığında reel GSYİH’nin (1/0.25=)%4 azalaca- ğı anlamına gelmemektedir. Zira regresyon analizinde katsa- yılar (X açıklayan değişken, Y açıklanan değişken olmak üze- re) b=Cov(X,Y)/Var(X) olarak hesaplanır. Dolayısı ile X ve Y’nin yeri değiştirildiğinde d=Cov(X,Y)/Var(X) olacaktır. Bu nedenle katsayılar arasındaki doğru ilişki d=b*var(X)/var(Y)’dir.

Şekil 2. Okun Katsayısı ve Sabit İşsizlik Oranı için Gerekli GSYİH’deki Büyüme Oranı 13

Şekil 2’ye göre, büyüme ile işsizlik arasında- ki ilişki—(1) numaralı denklemde b olarak ifade edilen—gözlem dönemi boyunca genel itibariy- le sabit kalmaktadır. Bunun yanında, sabit işsiz- lik oranı için gerekli büyüme oranı—(1) numara- lı denklemde—a/b olarak ifade edilen—2012 so- nuna kadar düşmüş, bu dönemden sonra artış eği- limine girmiştir. Diğer bir ifade ile işsizlik oranını kontrol altında tutmak için gerekli büyüme oranı 2012 itibariyle artmaktadır. Bu sonuç, 2012 sonra- sı dönemde büyüme dışındaki dinamiklerin işsiz- lik oranını artırıcı etkide bulunduğu şeklinde yo- rumlanabilir.

3.1.2. Fark Modeli: Dinamik Yaklaşım

GSYİH’da talep kaynaklı bir artış olduğunu dü- şünelim. Bu artış öncelikle çalışma saatlerindeki artışla karşılanabilir. Bu durumda bu artışın işsiz- lik oranı üzerindeki etkisinin ortaya çıkması za- man alabilecektir. Genel olarak işsizlik oranı ile GSYİH değişimleri arasındaki ilişkiyi açıklamak için zaman serisi regresyonları kullanıldığından, bu serilerdeki gecikmeli etkileri hesaba katmak için bu iki değişkenin cari değerlerinin yanı sıra geçmiş değerleri de kullanılabilmektedir. Dinamik model Okun katsayısını bu yöntemle açıklamak- tadır. Bu yöntemle yürütülen regresyon analizinin sonuçları Tablo 1’de gösterilmiştir.

Tablo1. Regresyon Analizi İşsizlik

Oranındaki Değişim

İşsizlik Oranındaki

Değişim

İşsizlik Oranındaki

Değişim

(1) (2) (3)

İşsizlik Oranının Bir Önceki 0.550 0.593

Dönemdeki Değişimi (0.070)*** (0.114)***

Reel GSYİH Büyüme Oranı -0.180 -0.164 -0.167

(0.024)*** (0.015)*** (0.023)***

Reel GSYİH’nin Bir Önceki -0.0532 0.0129

Dönemdeki Büyüme Oranı (0.034) (0.035)

Reel GSYİH’nin İki Önceki -0.0950 0.00484

Dönemdeki Büyüme Oranı (0.024)*** (0.029)

Sabit Terim 1.339 0.652 0.597

(0.113)*** (0.086) *** (0.155) ***

Gözlem Sayısı 37 38 37

R² 0.84 0.91 0.91

Notlar: Parantez içerisindeki sayılar standart hataları göstermektedir. İstatistiki anlamlılık bilgisi veren p-istatistikleri yıldızlarla gösterilmiştir (* p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01).

14 Tablo 1 işsizlik oranını GSYİH’nin büyüme oranı ile açıklarken serilerin geçmiş değerlerinin etkisi- ni de kontrol etmektedir. Bu amaçla sağlamlık tes- ti olarak önce GSYİH’nin geçmiş değerlerini (1.

sütun), daha sonra işsizlik oranının geçmiş değeri- ni (2. sütun), son olarak da GSYİH ve işsizlik ora- nının geçmiş değerlerini aynı anda kullanmaktadır (3. sütun). GSYİH büyüme oranının iki gecikme- li değerinin kullanılmasının sebebi bu değişkenin anlamlılığını iki önceki değerine kadar koruyabil- mesidir. Farklı regresyon modellerinin kullanılma- sındaki amaç ise Okun katsayısının (reel GSYİH büyüme oranının katsayısı) bu modeller boyunca sabit kalıp kalmadığını test edebilmektir.

Tablo 1’deki sonuçlara göre GSYİH’deki %1’lik artış işsizlik oranını aynı dönemde 0.17-0.18 puan kadar düşürmektedir. Bu değerler (1) numaralı denklemle elde edilen ve Şekil 1’de gösterilen de- ğer olan 0.25’in altındadır. Bunun nedeni (1) nu- maralı denklemin işsizliği sadece cari GDP artı- şı ile açıklaması, bu terimin de kendi geçmişi ile korele olmasından dolayı (1) numaralı denklemin cari GSYİH artışının etkisini olması gerekenden fazla bulması olabilir. Dinamik model ise GSYİH büyümelerinin işsizlik oranı üzerindeki kısa-vade ve uzun-vade etkilerini birbirinden ayrıştırmakta- dır. Dinamik modele göre GSYİH’deki %1’lik ar- tışın işsizlik oranı üzerindeki uzun dönemli etkisi 0.30 puana kadar ulaşabilmektedir (Tablo 1).

3.2. Reel GSYİH Büyüme Oranı ve İşsizlik Oranı Değişimlerinin Arz ve Talep Şoklarıyla Açıklanması

Çalışmanın buraya kadarki bölümünde reel GSYİH büyüme oranı ile işsizlik oranı arasındaki doğrusal ilişki (Okun Katsayısı) tahmin edilmeye çalışılmıştır. Bu katsayı, ilgili yazında sıkça kulla- nılsa da reel GSYİH büyüme oranı ile işsizlik ora- nı arasındaki yapısal ilişkinin dinamiklerini ortaya koyamamaktadır. Bu yapısal ilişkiye dair şu tip so- rular sorulabilir: Arz tarafındaki gelişmelerle bir- likte büyüme olurken mi iş sahaları açılır ve işsiz- lik oranı azalır, yoksa artan talep ile birlikte işsiz- lik oranı azalırken mi büyüme gerçekleşir? Bu so- rular bize değişkenler arasında çift yönlü (endo- jen) bir ilişki olduğunu, aynı zamanda bu ilişkinin arz ve talep şoklarının iki değişken üzerindeki etki- lerinin yansıması olduğunu hatırlatmaktadır. Say- dığımız soruları cevaplamak için yapısal modeller veya bu modellerin getirdiği kısıtlar kullanılabilir.

Bu çalışmada, bahsedilen ikinci yol tercih edilmiş- tir. Bu amaçla Blanchard ve Quah (1989) çalışma- sının önerdiği yapısal vektör oto-regresyon (Struc- tural VAR) modeli kullanılmıştır.

Yapısal vektör oto-regresyon modeline göre reel GSYİH büyüme oranı ile işsizlik oranı arasında- ki çift yönlü (endojen) ilişki aşağıdaki şu şekilde modellenebilir:

(3) (3) numaralı modelin değişkenler arasındaki endo- jen ilişkiyi ele aldığını göstermek için model mat- ris formundan dışarı alınabilir:

Son olarak ilgili değişkenler sol tarafta yalnız bı- rakıldığında:

(4) (4) numaralı eşitliklere göre hem işsizlik oranının güncel değeri reel GSYİH büyüme oranının gün- cel değerini, hem de reel GSYİH büyüme oranının güncel değeri işsizlik oranının güncel değerini et- kilemektedir. Ayrıca (3) ve (4) numaralı denklem- lerde seriler birbirlerinin geçmiş değerlerinden de etkilenmektedirler.²

(3) ve (4) numaralı denklemler değişkenler ara- sındaki endojen ilişkiyi modellediklerinden yapı- sal model olarak adlandırılırlar. Dolayısıyla da v_1,t ve v_2,t yapısal şokları temsil etmektedir. Blanchard ve Quah (1989) yaklaşımına göre hem reel GSYİH büyüme oranını hem de işsizlik oranını etkileyen birçok yapısal şok olsa da bu şoklar iki grupta top- lanabilir: arz (üretim, örneğin teknoloji) şokları ve talep şokları. Dolayısıyla burada v_1,t ve v_2,t arz ve talep şoklarını göstermektedir.

2 (3) numaralı denklemdeki seriler gösterim kolaylığı için bu serilerin sadece 1 gecikmeli değeri ile açıklanmış olarak göste- rilmiştir. Uygulamamızda ise en uygun gecikmeli değer sayısı Akaike, Schwarz ve Hanneh-Quinn kriterlerini ile tespit edilmiş ve sonuçta en çok test kriteri tarafından seçilen, serilerin t-3 za- manına kadarki gecikmeli değerleri kullanılmıştır.

(4) numaralı denklemdeki modeller, reel GSYİH 15 büyüme oranı ve işsizlik oranı değişkenleri ara- sındaki endojenlikten dolayı regresyon yöntemi ile tahmin edilememektedirler. Bu durumu aşmak için öncelikle (3) numaralı eşitlikteki seriler bir vektör içine toplanıp aşağıdaki gibi yazılabilir:

(5)

Burada olarak verilmekte-

dir. (5) numaralı eşitliğin her iki tarafı A ile göste- rilen katsayı matrisinin tersi ile çarpıldığında aşa- ğıdaki eşitlik elde edilecektir:

(6) (6) numaralı eşitlik yeniden düzenlenirse:

(7) F0 matrisi A^-1B₀ çarpım matrisini, F matrisi A^-1B çarpım matrisini, e_t ise A^-1v_t çarpımını göstermek- tedir.

(7) numaralı modelin özelliği açıklanan değişken- leri bu değişkenlerin geçmiş değerleriyle açıkla- masıdır. Bu durumda (7) numaralı modelde bir en- dojenlik kalmamaktadır ve denklemin paramet- releri regresyon yöntemi ile tahmin edilebilir. (7) numaralı modelin eksikliği ise model tarafından açıklanamayan terimler (e₁ ve e₂) ile ilişkilidir. Bu terimler tanım gereği (e_t=A^-1v_t) iki yapısal şokun toplam etkisini göstermektedir:

(8) (8) numaralı eşitlikteki A^-1 matrisinin elemanlarına yeni isimler verilirse

(9) (9) numaralı eşitlikte d₁₁ terimi arz şokunun reel GSYİH büyüme oranı üzerindeki eşanlı etkisi- ni, d₂₁ terimi aynı şokun işsizlik oranı üzerinde- ki eşanlı etkisini göstermektedir. Benzer şekilde, d₁₂ terimi talep şokunun reel GSYİH büyüme ora- nı üzerindeki etkisini, d₂₂ terimi bu şokun işsiz- lik oranı üzerindeki etkisini göstermektedir. Dola- yısıyla e serileri iki yapısal şokun toplam etkisi- ni göstermektedir. Bu durumda örneğin (7) numa- ralı eşitlikteki reel GSYİH büyüme oranı serisin-

deki bir değişim talep şokundan da, arz şokundan da kaynaklanmış olabilir. Dolayısıyla (7) numaralı modelden tahmin edilecek e₁ ve e₂ değerleri yuka- rıda tartışılan ‘Teknolojik gelişmelerle birlikte bü- yüme olurken mi iş sahaları açılır ve işsizlik ora- nı azalır, yoksa artan talep ile birlikte işsizlik ora- nı azalırken mi büyüme gerçekleşir?’ gibi sorulara cevap verememektedir.

(3) numaralı denklemdeki endojenlik yerini (7) numaralı denklemde yapısal şokların tahmin edi- lememe problemine bırakmıştır. Diğer yandan A^-1 matrisi bilinirse (8) numaralı denklem vasıtasıy- la v serileri, dolayısıyla bu serilerin etkileri elde edilebilecektir. Çalışmamızda bu matrisin bilin- meyen elemanlarının elde edilmesi için Blanchard ve Quah (1989)’nın kullandığı kısıt kullanılmakta- dır. Bu kısıta göre arz şokları reel GSYİH üzerin- de kalıcı bir etkiye sahip olabilecekken talep şok- ları reel GSYİH’ı kısa vadede dalgalandırabilecek ama uzun vadede GSYİH üzerinde kalıcı etki bı- rakmayacaktır. Bu kısıtın uygulanması için önce- likle (8) numaralı eşitlik aşağıdaki şekilde yazıla- bilir:

(10) (7) ve (10) numaralı eşitlikler birleştirildiğinde

(11)

Burada L, geçmiş (lag) operatörünü temsil etmek- tedir. Örneğin L*Y_t=Y_t-1 olacaktır. (11) numaralı denklem durağan reel GSYİH büyüme oranı ve iş- sizlik oranı serileri için önce (12) numaralı forma

(12)

daha sonra da (13) numaralı forma getirilebilir³ (13) F sabit terimlerden oluşan bir matris olduğundan (12) numaralı denklemde bu terimin geçmişini ifa- de eden FL değeri F’nın kendisine eşit olacaktır.

Dolayısıyla yine (12) numaralı denklemdeki F₀/(1- FL) terimi F₀/(1-F) şeklinde yazılabilir. Bu son te-

3 Serilerin durağanlıkları Augmented Dickey-Fuller birim kök testi ile test edilmiştir.

16 rimin kendisi de bir sabittir ve (13) numaralı denklemde kısaca c ile gösterilmiştir. Bu terim açıklanan serilerin (Y_t vektörü içindeki seriler) ortalamasını gösteren vektörü temsil etmektedir. Genel olarak (13) numaralı denklem, Y_t matrisi içindeki serileri, bu serilerin ortalaması dışında güncel ve geçmiş yapısal şokların toplamı şeklinde ayrıştırabilmiştir.

(13) numaralı denklemdeki katsayılar etki tepki fonksiyonlarını göstermektedir. Bu fonksiyona göre t zamanındaki bir şokun toplam etkisi (t zamanından sonsuz zamana kadar) şu şekilde hesaplanabilir:

A^-1+A^-1F+A^-1F²+… . Bu terim de A-1 parantezine alındığında A^-1 (1+ F+ F²+…) olarak bulunacaktır.

Blanchard ve Quah (1989) çalışması bu terimin eşit olduğu kısıt koymaktadır. Böylelikle (7) numara- lı denklemden elde edilen F katsayıların yanı sıra A^-1 matrisinin elementleri de bulunabilecektir. Bura- da kullanılan kısıt, talep şoklarının büyümeyi uzun dönemde değiştiremeyeceğidir. Bu yaklaşımla elde edilen etki-tepki fonksiyonlarına dair sonuçlar Şekil 3 ve 4’de gösterilmiştir. Noktalı çizgiler sonuçların

%95 güven aralığını göstermektedir.⁴

Şekil 3’e göre işsizliği artıran bir şok (negatif bir talep şoku) geldiğinde reel GSYİH büyüme oranı önce negatif kalmakta, orta vadede ise pozitife dönmektedir. Toplamda ise (çizilen eğri ile 0 çizgisi arasında kalan alan) bu etkiler birbirini götürmektedir. Dolayısı ile büyüme oranı önce negatif, sonrasında ise po- zitif kalarak, reel GSYİH’nin eski seviyesine geri döndüğüne işaret etmektedir. Bu sonuç, analizimizde kullanılan ‘talep şoklarının büyüme üzerinde kalıcı bir etki bırakmayacağı’ kısıtının sağlandığını göster- mektedir. Şekil 3’de sağdaki panel ise, negatif bir talep şokunun işsizlik oranının seviyesi üzerinde ar- tırıcı bir etki yarattığını, ama bu etkinin zamanla kaybolduğunu göstermektedir. Bu sonuç ülkelerin do- ğal bir işsizlik seviyeleri olması, diğer bir deyişle işsizlik oranındaki değişimlerin işgücüne yeni katılım ve işgücünden çıkışlarla dengelenip bu oranın eski seviyesine ulaşmasının beklenmesi ile açıklanabilir.

Şekil 3. Talep Şoku Etki-Tepki Analizi

Notlar: Noktalı çizgiler sonuçların %95 güven aralığını göstermektedir.

Şekil 4’de arz şokunun etki-tepki analizi incelenmiştir. Soldaki panele göre pozitif bir arz şoku (örne- ğin teknolojik gelişme veya petrol fiyatlarındaki düşüş) geldiğinde reel GSYİH büyüme oranı önce po- zitif bir büyüme oranı yakalamakta, orta vadede ise büyüme oranı bir miktar negatif de kalsa (ekono- mi soğusa da), toplamda pozitif bir büyüme oranı yakalanabilmektedir. Başka bir ifadeyle arz şokunun reel GSYİH büyüme oranındaki etkisi toplamda pozitif olmuş, dolayısıyla reel GSYİH eski seviyesine dönmemiştir. Şekil 4’de sağdaki panel ise arz şokunun işsizlik oranı üzerindeki etkisini göstermektedir.

Buna göre işsizlik oranı ilk olarak artsa da, genel olarak negatif seyretmektedir. İlk baştaki artış Ame- rikan verisini kullanan Blanchard and Quah (1989) çalışması sonuçları ile de tutarlıdır ve örneğin tek-

4 Kullanılan program kodları ile A matrisinin elde edilmesi dâhil tahmin yönteminin diğer detayları için bakınız: “Ambrogio Cesa- Bianchi, 2014. “VAR Toolbox”, sites.google.com/site/ambropo/”.

noloji artışının ilk başta işçi çıkarımını neden olduğu ile açıklanabilir.⁵ Orta dönemde ise arz şokları iş- 17 sizlik üzerinde azaltıcı bir etkide bulunmakta, en nihayetinde işsizlik oranı tekrar doğal seviyesine dön- mektedir.

Şekil 4. Arz Şoku Etki-Tepki Analizi

Notlar: Noktalı çizgiler sonuçların %95 güven aralığını göstermektedir.

Şekil 3 ve 4’de dikey eksenlerde gösterilen sayılar reel GSYİH büyüme oranı ve işsizlik oranı değiş- kenlerinin 1 standart sapmalık arz ve talep şoklarına verdikleri yanıtı göstermektedir. Bu açıdan Şekil 3 ve 4 beraber incelendiklerinde, arz ve talep şoklarının reel GSYİH büyüme oranı üzerinde benzer sayı- sal büyüklükte etkiye sahip oldukları, bu sayısal büyüklüklerin talep şoklarının işsizlik oranı üzerinde- ki etkisiyle de benzer olduğu, buna karşın arz şoklarının işsizlik oranı üzerinde fazla etkili olamadıkla- rı görülmektedir.

(8) numaralı denkleme göre durağan reel GSYİH büyüme oranı ve işsizlik oranı verilerinin (Yt matri- si içindeki seriler) herhangi bir zamandaki değeri, bu serilerin ortalaması ile güncel ve geçmiş arz ve ta- lep şoklarının etkileri (historical decomposition) cinsinden ayrıştırılabilir. Bu analizin sonuçları Şekil 5 ve 6’da verilmiştir.

Şekil 5. Reel GSYİH Büyüme Oranı Değişimlerinin Arz ve Talep Şoklarına Ayrıştırılması

Notlar: Reel GSYİH büyüme oranı, ortalamasından farkı cinsinden çizdirilmiştir. İlk dönemlerde talep ve arz şokları toplamının reel GSYİH büyüme oranı değişimine tam olarak eşit olmaması, bu dönemlerde seriyi etkileyen geçmiş şokların etkisinin hesaplanamamasından kaynaklanmaktadır.

5 Gali (1999) çalışması da talep şoklarının büyüme ve çalışma saatleri arasında aynı yönde, teknoloji şoklarının ise bu değiş- kenler arasında ters yönde etki yaptığını tartışmaktadır.

18 Şekil 5, reel GSYİH büyüme oranı değişimleri üzerinde 2012 dönemi hariç olmak üzere ağırlık- lı olarak arz şoklarının etkisi olduğunu göstermek- tedir. Ayrıca 2012 yılına kadar arz ve talep şokla- rının yönü aynı olmuş, 2012 civarında arz şokla- rı reel GSYİH üzerinde negatif etki ve talep şok- ları pozitif etki yaratırken, 2013 sonrası ise bu du- rum tersine dönmüştür. Şekil 5’de elde edilen so-

nuçlar talep şoklarının reel GSYİH büyüme ora- nı üzerinde Şekil 3’de gösterildiği üzere kısa ve orta dönemlerde farklı yönlerde etkilere sahip ol- duğu sonucu ile beraber ele alınmalıdır. Örneğin Şekil 5’de gözüken 2014 yılındaki talep şoklarının GSYİH seviyesini düşürücü etkileri, 2012 yılında- ki artırıcı etkilerinin orta dönemdeki yansımaları olabilir. Arz şokları için ise durum çok daha nettir.

Şekil 6. İşsizlik Oranı Değişimlerinin Arz ve Talep Şoklarına Ayrıştırılması

Notlar: İşsizlik oranı, ortalamasından farkı cinsinden çizdirilmiştir. İlk dönemlerde arz ve talep şokları toplamının işsizlik oranı değişimine tam olarak eşit olmaması, bu dönemlerde seriyi etkileyen geçmiş şokların etkisinin hesaplanamamasından kaynaklanmaktadır.

Şekil 6, işsizlik oranı üzerinde 2008-2009 dönemi hariç olmak üzere ağırlıklı olarak talep şoklarının etkisi olduğunu göstermektedir. Bu durum, Şekil 4’de gözüken talep şoklarının arz şoklarına kıyas- la işsizlik oranı üzerinde daha yüksek etkiye sa- hip oldukları sonucu ile tutarlıdır. Diğer bir deyiş- le, istihdamın arz kanalına, örneğin teknolojik ge- lişmelere duyarlılığı talep kanalında olan gelişme- lere olan duyarlılığına kıyasla düşük kalmıştır.

4. Sonuçlar

Çalışmamızda ekonomik büyüme oranı ile işsizlik oranı arasında 2005-2015 döneminde güçlü negatif bir ilişki olduğu ortaya konulmuştur. Bu ilişkinin gözlem dönemi boyunca çoğunlukla sabit oldu- ğu ortaya çıkmıştır. Yapısal vektör oto-regresyon modeli sonuçlarına göre ise arz ve talep şokları- nın reel GSYİH büyüme oranı üzerindeki etkile- ri benzer sayısal büyüklükte olurken, arz şokları reel GSYİH büyüme oranını şokun kendisi ile ben- zer yönde, talep şokları ise kısa vadede kendisi ile aynı yönde, orta vadede ise ters yönlü olarak etki- lemektedirler. Tarihsel ayrıştırma yöntemi ile elde

edilen sonuçlar örneklem genelinde arz şoklarının özellikle reel GSYİH büyüme oranı üzerinde, ta- lep şoklarının ise işsizlik seviyesi üzerinde daha etkili olmuş olduklarını göstermiştir. Bu durumu yaratan bir etken arz şoklarının, talep şoklarına kı- yasla işsizlik seviyesi üzerinde daha sınırlı birim etkiye sahip bulunması olmuştur.

Makale çerçevesinde yapılan ampirik çalışma arz şoklarının öncelikle reel büyüme üzerinde etkili olduğunu, talep şoklarının ise işsizlik üzerinde et- kili olduğunu göstermektedir. Bu sonuçlar politika yapıcılar için politika önerileri ortaya koymakta- dır. Öncelikle, politika yapıcılar şokların kaynağı- na yönelmeli ve şokun yapısına göre politika üret- melidirler. Arz kaynaklı bir şok ile karşılaşıldığın- da büyümeyi tetikleyici politikalar uygulanabilir- ken, talep kaynaklı bir şok durumunda işsizliği azaltıcı araçlar uygulanmaya konmalıdır. Benzer şekilde, reel büyüme sağlamayı hedefleyen bir po- litika yapıcı arzı arttırıcı önlemler alırken, işsizli- ği azaltmayı hedefleyen bir politika yapıcı, geniş- leyici para politikası gibi öncelikle talebi destekle- yen politikalara yönelmelidir.

Kaynakça 19

BARIŞIK, Salih, Emrah İ. ÇEVİK ve Nüket K. ÇEVİK; (2010),

“Türkiye'de okun yasası, asimetri ilişkisi ve istihdam yaratma- yan büyüme: markov-switching yaklaşımı”, Maliye Dergisi, 159(2).

BLANCHARD, Olivier J. and Danny QUAH; (1989), “The dy- namic effects of aggregate demand and supply disturbances”, American Economic Review, 79(4), pp. 655-73.

CEYLAN, Servet ve Burcu Y. ŞAHİN; (2010), İşsizlik ve Eko- nomik Büyüme İlişkisinde Asimetri”, Doğuş Üniversitesi Der- gisi, 11(2), 157-165.

GALİ, Jordi; (1999), “Technology, employment, and the busi- ness cycle: do technology shocks explain aggregate fluctua- tions?”, American Economic Review, 89(1), pp. 249-271.

GÖÇER, İsmet; (2015), “Okun Yasası: Türkiye Üzerine Bir Uygulama”, Uluslararası Ekonomik Araştırmalar Dergisi, 1(1).

MURATOĞLU, Yusuf; (2011), “Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği”, International Conference on Eurasian Economies, ss. 167-173.

OKUN, Arthur M.; (1962), “Potential GNP: its measurement and significance”, American Statistical Association, Proceedings of the Business and Economics Statistics Section, pp. 98–104.

ÖZDEMİR, Bilge K. ve Selim YILDIRIM; (2013), “Türkiye’de ekonomik büyüme ve istihdam arasındaki nedensellik ilişkisinin analizi: özçıkarımlı dalgacık yaklaşımı”, Dumlupınar Üniversi- tesi Sosyal Bilimler Dergisi, 38.

TARI, Recep ve Tezcan ABASIZ; (2010), “Asimetrik et- kiler altında okun yasası’nın eşik hata düzeltme modeli ile sınanması: Türkiye örneği”, İktisat İşletme ve Finans, 295(25), ss. 53-77.

TİRYAKİ, Ahmet ve Havva N. ÖZKAN; (2011), “Economic activ- ity and unemployment dynamics in Turkey”, Eskişehir Osman- gazi Üniversitesi İİBF Dergisi, 6(2), ss. 173-184.

UYSAL, Doğan ve Volkan ALPTEKİN; (2009), “Türkiye eko- nomisinde büyüme – işsizlik ilişkisinin var modeli yardımıyla sınanması (1980 – 2007)”, Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bil- imler Dergisi, 25.

20

21

Türkiye’deki İşletme Gruplarına Bağlı İşletmeler ile Diğer İş

Örgütlerinin Başarımlarının

Karşılaştırılması: Boylamsal Bir Analiz

Öz

Bu çalışmada, Türkiye’de faaliyet gösteren işletme grubuna bağlı işletmeler ile diğer iş örgütü türlerinin başarımları karşılaştırılmıştır. Çalışmada veri olarak İs- tanbul Sanayi Odasının 1993 yılından 2013 yılına kadar yayınlanmış Türkiye’nin Birinci 500 Büyük Sanayi Kuruluşu ve 1997 yılından 2013 yılına kadar yayınlan- mış Türkiye’nin İkinci 500 Büyük Sanayi Kuruluşu sıralama araştırmalarının veri- leri kullanılmıştır. Farklı yıllardaki verilerin birleştirilmesi ve en az 10 yıl verisi bu- lunan işletmelerin seçimi ile 636 işletmeye ait veri seti oluşturulmuş ve bu işlet- meler kategorize edilmiştir. Yapılan analizler sonucunda, aktif (varlık) toplamı ve özkaynak değerleri açısından işletme grubuna bağlı işletmelerin hem bağımsız işletmelere hem de yabancı sermayeli işletmelere göre daha yüksek ortalama- ya sahip oldukları tespit edilmiştir. Üretimden net satışlar, satış hasılatı, brüt kat- ma değer ve dönem karı açısından da işletme gruplarının bağımsız işletmeler- den daha yüksek ortalamaya sahip oldukları tespit edilmiştir. Araştırma bulgula- rı, işletme gruplarının 1990’lardan bu yana iktisadi açıdan etkin bir aktör oldukla- rını doğrular niteliktedir.

Anahtar Kelimeler: İşletme Grupları, Başarım, Türkiye.

A Comparison of the Performance of Affiliated Companies with Other Business Organizations in Turkey: A Longitudinal Analysis

Abstract

In this study, the performance of affiliated companies and other business organi- zations operating in Turkey were compared. ‘The Top 500 Largest Industrial Or- ganizations of Turkey’ published by Istanbul Chamber of Commerce from 1993 to 2013 and ‘The Second 500 Largest Industrial Organizations of Turkey’ published by Istanbul Chamber of Commerce from 1997 to 2013 were used as data source.

By selecting the organizations with at least ten year-data and by combining the- se data, we have contructed the data set for 636 organizations and these orga- nizations were categorized. Results show that the affiliations have higher avera- ge assets and equity capital as well as net sales from production, sale incomes, gross added values and period incomes when compared to other businesses or- ganizations and foreign businesses. Results support that business groups have been economically efficient actors since 1990s in Turkey.

Keywords: Business Groups, Performance, Turkey.

Serkan DİRLİK¹ Tufan KIZILTUв

1 Yrd. Doç. Dr., Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, İİBF, İşletme Bölümü, sdirlik@mu.edu.tr

2 Uzman, Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, tufankiziltug@mu.edu.tr

22 Giriş

Biçimsel ve biçimsel olmayan bağlarla birbirlerine bağlanan ve koordine edilen eylemler gerçekleşti- ren, yasal olarak bağımsız firmaların oluşturduğu yapıyı (Khanna ve Rivkin, 2001: 47-48) ifade eden ve gelişmiş ülkelerdeki birbirleriyle ilişkili ürün portföylerine sahip modern endüstriyel işletmelere özellikle gelişmekte olan ülkelerde alternatif oluş- turan (Çolpan ve Hikino, 2008) işletme grupları- na¹, özellikle 2000’li yıllardan itibaren hem yaban- cı akademik yazında² hem de Türkiye’deki akade- mik yazında³ artan bir ilgi söz konusudur (Üsdi- ken, 2008). Web of Science’da başlığında “busi- ness group(s)” geçen 1980-2011 yılları arasında yayınlanmış 69 makaleyi incelediği çalışmasında Dirlik (2014a: 38), işletme grupları ile ilgili yedi tane araştırma çatısı olduğunu ortaya koymuştur.

Bunlar; 1-İşletme gruplarında performans, 2-Ku- rumsal bağlamdaki değişimin işletme gruplarının varlığına, çeşitlenmesine, performansına etkileri ve işletme grupları arasındaki etkileşimler, 3-İşlet- me gruplarında yönetim kurulları ve yapısı, sahip- lik yapısı, kurumsal yönetim ve profesyonel yöne- ticilik, 4-Bir örgüt formu olarak işletme grubu for- munun varlığını ve önemini açıklama, 5-İşletme gruplarında yapı (örgüt formu), büyüme, strateji ve girişimcilik, 6-İşletme gruplarında yenilikçilik ve 7. İşletme gruplarının uluslararasılaşması şek- lindedir. Yazar (Dirlik, 2014a), yukarıdaki araştır- ma çatıları içerisinde listelenen çalışmaların konu dağılımına göre en fazla çalışılan konunun işletme gruplarında performans olduğunu tespit etmiştir.

İşletme gruplarının performansı konusu üzerinde geniş bir yazın olsa da işletme gruplarının perfor- mansı konusu veya işletme gruplarının diğer işlet- me modellerinden ne derece etkin oldukları yazın- daki sorunsallardan biridir. Bu çalışmanın ama- cı belirtilen sorunsalı Türkiye bağlamında değer-

1 Türkiye’de işletme grupları örgütsel formu yaygın bir bi- çimde holdingler olarak nitelendirilmektedir (Üsdiken vd., 2015: 524).

2 Uluslararası yazında işletme grupları hakkında genel çer- çeve ve çalışmaların genel görünümü için Çolpan ve Hikino (2010) ile Barbero ve Puig (2016)’e bakılabilir.

3 Türkiye’deki araştırmaların genel görünümü için Üsdiken (2008) ve Dirlik (2014b)’e bakılabilir. Ayrıca işletme gruplarında profesyonel yöneticiler ve işletme grubu tarihi konularında da şu güncel çalışmalara da bakılabilir: Üsdiken vd. (2015), Erçek ve Günçavdı (2016), Çolpan ve Hikino (2016).

lendirmek ve Türkiye’deki işletme grubuna bağ- lı işletmelerin bağımsız işletme (freestanding bu- siness), kamu işletmeleri, yabancı sermayeli iş- letmeler gibi diğer iş örgütü türlerinden daha iyi performansa sahip olup olmadıklarını incelemek- tir. Bu amaç çerçevesinde araştırmanın sorusu Türkiye’de faaliyet gösteren işletme grubuna bağlı işletmeler diğer iş örgütü türlerinden iktisadi ola- rak daha etkinler midir? şeklinde ifade edilebilir.

Çalışma bu soruya, oluşturduğu yeni veri setini analiz ederek ve boylamsal olarak Türkiye’de fa- aliyet gösteren işletme gruplarına bağlı şirketlerin başarımlarını diğer iş örgütleri ile kıyaslayarak ce- vap vermeye çalışmıştır.

Makale giriş ve sonuç bölümü ile birlikte beş ana bölümde organize edilmiştir. Giriş bölümünü ta- kip eden bölümde işletme gruplarının performan- sı üzerine yapılan bazı araştırmalara değinilmiştir.

Üçüncü bölümde araştırmanın yöntemi ve veri seti tanıtıllmaktadır. Dördüncü bölümde ise araştırma- nın bulgularına yer verilmiştir. Araştırma genel ça- lışmanın bulgularını ve sınırlılıkların değerlendi- rildiği sonuç bölümü ile sonlandırılmıştır.

İşletme Gruplarının Performansı

İşletme gruplarının performansları ile ilgili çalış- malar, işletme grupları ile ilgili yazında ağırlık ve- rilen bir konudur. Bu alandaki önemli bir çalışma Khanna ve Rivkin (2001)’in çalışması olup, yazar- lar aralarında Türkiye’nin de bulunduğu gelişmek- te olan 14 ülkedeki işletme gruplarına bağlı işlet- meleri kârlılık yönünden incelemişlerdir. Araştır- ma sonuçlarına göre 14 ülkenin altısında bir işlet- me grubuna dahil olmanın daha kârlı olduğu, ara- larında Türkiye’nin de bulunduğu beş ülkede her- hangi bir anlamlı farklılığın olmadığı, üç ülkede ise bir işletme grubuna dahil olmanın kârlılığı olum- suz yönde etkilediği sonucuna varılmıştır (Khanna ve Rivkin, 2001). Carney ve arkadaşlarının (2011) işletme grupları ile ilgili yapmış olduğu meta ana- liz çalışmasında genel olarak gruba bağlı olmanın performansı azalttığı fakat gelişmemiş finansal ve iş piyasalarının olduğu bağlamlarda performansla- rının daha iyi olduğunu tespit etmişlerdir. Bu ge- nel değerlendirme sağlayan çalışmaların yanı sıra farklı ülkelerdeki işletme gruplarının performansı konusunda bilgi sağlayan çalışmalar da söz konu- sudur. Farklı ülkelerde işletme gruplarının perfor- mansları konusunda “The Oxford Handbook of Bu- siness Groups” (Çolpan vd., 2010) adlı eserde ele