Bu çerçevede, belirlediğimiz değişkenlere ilişkin ekonometrik analizler yapmadan önce iki ayrı test yapma gereksinimi doğmuştur. Bunlardan ilki, korelasyon testidir. Bu test, kullandığımız değişkenler arasındaki korelasyon düzeyi ve yönünün belirlenmesi amacıyla yapılmıştır. Böylece, çalışmada incelenen ve ölçülebilir olan politika değişkenlerinden bölüşüm üzerinde büyük oranda etkili olanların belirlenmesi amaçlanmıştır. Korelasyon yönü ise, politika değişkenlerinin farklı bölüşüm göstergelerini ne yönde(olumlu-olumsuz) etkilediğini ortaya koymuştur. Test sonuçlarına (korelasyon matrisi) bağlı olarak, oluşturulacak modeller için anlamlı değişkenler belirlenmiştir.

Model değişkenlerinin belirlenmesinden sonra, yaptığımız ikinci test, Cointegrasyon testi olmuştur. Kullandığımız zaman serisinin 30 yılı aşkın bir dönemi kapsaması(1963-1996), bu testin yapılmasını anlamlı kılmıştır. Kullanılan zaman serisinin durağanlığını ölçen ve böylece serinin içerdiği dönemde yapısal değişmelerin varlığını test eden bu yöntemle elde edilen sonuçlar, dönem ayrımı yapılmasını gerekli kılmıştır. Bir başka deyişle incelenen dönemde(1963-96) yapısal değişmenin bulunduğu ortaya çıkmıştır. Bu, aynı zamanda, çalışmamızın ülkemizde uygulanan iktisat politikalarının bölüşüm üzerine etkilerinin incelendiği üçüncü bölümünde kullanılan 1963-79 ve 1980-96 dönemi ayrımının uygun olduğu sonucunu da ortaya koymaktadır.

Diğer taraftan, değişkenler arasında nedenselliğin yönünün belirlenmesinde kullanılan Granger nedensellik testi(Granger test for causality) de çalışmamızda, modellerin oluşturulması sürecinde kullanılmıştır. Böylece, politika değişkenlerine bağlı olarak oluşturulan modellerde hangi değişkenin bağımlı, hangisinin bağımsız değişken olarak alınması gerektiği test edilerek, bunların belirlenmesinde hata payının azaltılmasına çalışılmıştır.

Vergi politikalarının, vergi oranı, vergilerin bileşimi(dolaylı-dolaysız) ayrımı ve yansıtma olanaklarının varlığına bağlı olarak bölüşüm üzerinde etkiler yarattığı çalışmamızın ikinci ve üçüncü bölümünde vurgulanmıştı. Ülkemizde vergi oranlarının ekonometrik analiz yapmaya olanak verecek sayıda(gözlem) değişiklik göstermemiş olması, vergilerin yansıtılma düzeyinin ölçülememesi, vergi politikalarının bölüşüme etkilerinin değerlendirilmesinde dolaylı ve dolaysız vergilerle sınırlı kalınmasına neden olmuştur. Ayrıca, ülkemizde 1980 öncesi ve sonrası vergi politikalarında dolaysız ve dolaylı vergilerle ilgili değişikliklerin olması böyle bir analizi anlamlı kılmaktadır. Bu amaçla yapılan analiz sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir.

şeklindeki logaritmik-doğrusal modele ilişkin sonuçlar Tablo 4.1’den incelendiğinde, 1963-79 ve 1980-94 döneminde ücret payı ile vergiler arasında istatistiki olarak anlamlı bir ilişkinin bulunduğu görülmektedir. Nitekim, değişkenlerin katsayı tahminlerinin anlamlılığını gösteren t istatistiğine ilişkin değerler (1963-79 için, t_hes =2.217> t_tab=2.145 ve 1980-94 için t_hes =2.637>t_tab =2.179) anlamlıdır. Bağımsız değişkenlerin bağımlı değişkendeki değişmenin ne kadarını(yüzde) açıkladığını veren determinasyon katsayıları ise 1963-79 için yüzde 79, 1980-94 için yüzde 49 olarak hesaplanmıştır. Modelin bütün olarak anlamlılığını veren F istatistiğine ilişkin hesap değerleri de tablo değerlerinin (1963-79 için, F_hes =27.9> F_tab=3.74 ve 1980-94 için F_hes =5.90> F_tab = 3.89) üzerindedir. Bir başka deyişle kurulan model, bütün olarak anlamlıdır. Diğer taraftan değişkenler arasında otokorelasyonun varlığını test eden Durbin-Watson istatistiğine ilişkin veriler de otokorelasyon bulunmadığını ortaya koymaktadır. Nitekim, 1963-79 için d_L=1.133; d_U=1.381; 4-d_U=2.619; DW_hes=1.79 olması (1.381<1.79<2.619) modeldeki değişkenler arasında otokorelasyon bulunmadığı anlamına gelmektedir. 1980-94 dönemi için d_L=1.077; d_U=1.361; 4-d_U=2.495; DW_hes=1.47 olması (1.361<1.47<2.639) benzer bir sonuç bulunmaktadır. Standart hata düzeyi ise 1963-79 dönemi için 0.07, 1980-94 için 0.15 olarak hesaplanmıştır.

Bu veriler, 1963-79 döneminde dolaylı vergilerin ücret payını açıklamada 1980-94 dönemine oranla daha etkili olduğunu ortaya koymaktadır. Ancak, beklenenin aksine, 1963-79 döneminde dolaylı vergiler, ücret payı üzerinde olumlu etkide bulunmuştur. Oysa, dolaylı vergilerin, fonksiyonel bölüşümü ortalama tüketim eğilimi yüksek ücretliler aleyhine değiştirmesi beklenir. Bu durumda, 1963-79 döneminde ücretlilere sağlanan olanakların(ücret artışı, transferler vb.) dolaylı vergilerin olumsuz etkilerini telafi edecek düzeyde bulunmasıyla açıklanabilir. Bir başka deyişle, ücretlilerin ödeği dolaylı vergiler, ücret artışı ve transfer harcamaları yoluyla, daha büyük bir miktarda ücretlilere kaynak aktarımında kullanılmış, böylece vergi politikası ücretliler lehine yeniden bölüşüm amacıyla kullanılmıştır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon katsayısını, q, regresyon denkleminin standart hatasını, F, F istatistiğini (parantez içindeki hesap, diğeri 0.05 düzeyinde tablo değeri olmak üzere) ve DW, Durbin-Watson istatistiğini göstermektedir.

1980-94 döneminde ise, ücret payını, dolaysız vergiler olumlu, dolaylı vergiler olumsuz yönde etkilemiş dolaylı vergilerdeki yüzde 1’lik artış, ücret payını yüzde 0.334 azaltırken, dolaysız vergilerdeki yüzde 1’lik artış, ücret payını yüzde 0.828 artırmıştır. Bu dönemde, katma değer vergisinin uygulamaya konulduğu ve buna bağlı olarak dolaylı vergilerin büyük oranda arttığı dikkate alındığında, vergi politikasında 1980 sonrası dönemde dolaylı vergilere kayma şeklinde ortaya çıkan değişmenin, beklenildiği gibi, ücretliler aleyhine olduğu anlaşılmaktadır.

Dolaylı ve dolaysız vergi gelirleri ile kar-rant-faizden oluşan sermaye gelirleri arasında istatistiki olarak anlamlı ilişki 1980-94 dönemi için bulunmuştur. Buna göre, sözkonusu dönemde dolaysız vergilerdeki yüzde 1’lik artış, sermaye gelirlerini yüzde 0.299 oranında azaltırken, dolaylı vergilerdeki yüzde 1’lik artış sermaye gelirlerini yüzde 0.276 oranında artırmıştır. Dolaysız vergilerin etkisi teorik olarak beklendiği şekilde ortaya çıkarken, dolaylı vergilerdeki artışın sermaye payını artırması dikkat çekicidir. Aynı dönemde, dolaylı vergilerin ücret payını olumsuz etkilediği dikkate alındığında, sözkonusu vergilerin sermaye lehine sonuçlar doğurduğu ortaya çıkmaktadır. Kanımızca, bu gelişme, dolaylı vergilerin nihai tüketiciye yansıtılması ve verginin ortalama tüketim eğilimi yüksek ücretli kesime ödetilmesinden kaynaklanmaktadır. Bu nedenle, özünde dar ve sabit gelirli ücretliler aleyhine olan dolaylı vergilerin bu etkisi, analiz sonuçlarıyla da görülmektedir.

şeklindeki logaritmik modele ait regresyon katsayıları incelendiğinde, personel harcamalarında ortaya çıkan yüzde birlik artışın ücret payını, 1963-79 döneminde yüzde 1.437, 1980-94 döneminde yüzde 0.357, 1963-94 döneminde ise yüzde 0.570 oranında artırdığını ortaya koymaktadır. Burada üzerinde durulması gereken nokta, ulusal gelir içinde ücret payının belirlenmesinde doğrudan etkili olan kamu personel harcamalarının etkisinin, 1980 sonrası dönemde dörtte bir oranında azalmasıdır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

Ayrıca, determinasyon katsayısının 1980 sonrası dönem için(0.78), 1980 öncesine oranla(0.66) daha yüksek olması, personel harcamalarının ücret payının belirlenmesinde daha etkili duruma geldiğini, ancak, bu gelişmenin, ücretliler lehine yeterince kullanılmadığını ortaya koymaktadır. Bu gelişme, 1980 sonrası dönemde reel ücretlerin azaltılarak ucuz emeğe dayalı karşılaştırmalı üstünlük elde edilerek ihracat artışı sağlanması yönündeki politikaların, kamu kesimi ücret politikalarıyla da desteklendiğini ortaya koymaktadır. Kamu kesimi ücretlerinin, özel kesim ücret artışlarında da gösterge olarak kullanıldığı dikkate alındığında bu destek daha da belirginleşmektedir.

şeklindeki logaritmik modele ait istatistiki veriler aşağıdaki Tablo 4.3’den incelendiğinde, transfer harcamalarıyla ücret payı arasında 1963-79 ve 1963-1994 dönemlerinde istatistiki olarak anlamlı bir ilişkinin bulunduğu görülmektedir. Nitekim, 1963-79 döneminde, transfer harcamalarında ortaya çıkan yüzde 1’lik artış ücret payını yüzde 0,22 oranında artırmıştır. 1963-94 yıllarını kapsayan dönem bütününde ise, transfer harcamaları ücret payını olumsuz etkilemiş ve bu harcamalarda ortaya çıkan yüzde 1’lik artış ücret payını yüzde 0.14 oranında azaltmıştır. Ancak, 1963-94 döneminde transfer harcamalarının ücret payı üzerindeki belirleyiciliği azalmıştır. Nitekim, 1963-79 döneminde 0.75 olan determinasyon katsayısı, 1963-94 döneminde 0.19’a düşmüştür. Buradan, 1980 öncesinde transfer harcamalarının daha çok ücretliler lehine kullanıldığı ifade edilebilir.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

Ücret payı ile transfer harcamaları arasında 1980-94 döneminde ancak, yüzde 15 güven düzeyinde ve yüzde 14’lük bir belirleme oranında(R²=14) istatiski olarak anlamlı ilişki bulunmakta ve regresyon katsayısının işareti negatiftir. 1963-79 döneminde hem dolaylı vergilerin, hem de transfer harcamalarının ücret payını olumlu, 1980-94 döneminde de her ikisinin olumsuz etkilediği dikkate alındığında, transfer harcamalarının fonksiyonel bölüşümün düzenlenmesinde önemli bir araç olduğu ortaya çıkmaktadır.

Transfer harcamalarının sermaye gelirleri üzerindeki belirleyiciliğinin(R²), emeğe oranla daha fazla olması ve pozitif regresyon katsayılarının sermaye gelirleri için daha yüksek olması, ülkemizde, ücretliler ve düşük gelirli gruplar lehine, bir başka deyişle fonksiyonel ve kişisel gelir dağılımının daha adil duruma getirilmesine yönelik olarak kullanılabilecek bu harcamaların, daha çok sermaye gelirlerinin artırılmasına hizmet ettiğini ortaya koymaktadır.

Literatürde, bu konuda değişik yaklaşımların sürekli gündemde olması nedeniyle çalışmamızın, gerek iktisat politikalarının bölüşüm üzerine etkilerinin teorik olarak ele alındığı ikinci, gerekse ülkemizdeki gelişmelerin değerlendirildiği üçüncü bölümde sendikaların emek payının artırılmasındaki rolleri değerlendirilmişti. Ülkemizde, 1980 öncesi ve sonrası dönemde bu alanda önemli kurumsal düzenlemelerin yapılmış olması, bu değişikliklerin ücretler üzerindeki etkisinin değerlendirilmesini anlamlı kılmaktadır. Bu alanda gerçekleştirilen düzenlemelerin en önemli yansıması, sendikalaşma oranındaki gelişmelerdir. Bu nedenle, yaptığımız ekonometrik analiz sonucunda elde ettiğimiz regresyon denklemleri aşağıdaki tabloda verilmiştir.

Ücret payı(W/Y) = a + b (sendikalaşma oranı)

şeklindeki regresyon denklemine ilişkin testler değerlendirildiğinde, 1963-79 ve 1963-94 dönemi için anlamlı bir ilişkinin, istatistiki olarak bulunmadığı görülmektedir. Bu konuda daha önce yapılan çalışmalar da benzer sonuçlar ortaya koymuştur.

Bununla birlikte, 1984-94 döneminde, yüzde 90 güvenle(0.10 güvensizlik düzeyi için t_tab=1.833<t_hes=2.097), sendikalaşma ve ücret payı arasında istatistiki olarak anlamlı, ancak ters yönlü bir ilişki bulunmuştur. 1980-83 döneminde sendikacılık faaliyetlerinin yasaklanmış olması nedeniyle, 1984-94 dönemini baz alarak yaptığımız bu analiz sonuçları, sözkonusu dönemde, sendikacılık oranında gelişmelerin ücretlilerin göreli durumunu kötüleştirdiğini ortaya koymaktadır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

Kanımızca, bu gelişme 1984 sonrası dönemdeki sendikacılık anlayışıyla yakından ilgilidir. Çünkü, bu dönemde sendikalar, başarı ölçütü olarak, yüksek oranlı ücret artışını kabul etmişlerdir. Bunun sonucunda işverenler, yüksek oranlı ücret artışlarını; maliyet artışlarını fiyatlarla tüketicilere yansıtabilme olanaklarının varlığı nedeniyle kabul ederken, işçi çıkarımı ve daha önce açıklanan taşeronlaşma ve kaçak işçi çalıştırmaya yönelmiştir. Bu nedenle, sendikaların davranış yapıları, ücretli kesimin aleyhine sonuçlar doğurmaktadır. İşgücü piyasasında, sendikaların davranış şekillerini değiştirmeleri, devletin de taşeronlaşmayı önlemeye yönelik önlemler alması, ücret payının artması için gerekli görünmektedir.

Çalışmanın üçüncü bölümünde, ücretlerin faktör gelirleri içindeki payının belirlenmesinde etkili olabilecek politika değişkenlerinin başında asgari ücret ve memur maaşlarında yapılan artışların geldiği vurgulanmıştı. Bunların bir politika değişkeni olarak ele alınmasının gerekçesi, asgari ücretle ve memur olarak çalışan çok sayıda kişinin bulunması ve bu ücretlerin devlet tarafından belirlenmesidir. Bu amaçla, yapılan analiz sonuçlarına ilişkin regresyon denklemlerine ilişkin veriler Tablo 4.5’de sunulmuştur.

şelindeki regresyon denklemine ilişkin bu veriler değerlendirildiğinde, 1963-79 ve 1980-94 döneminde memur maaşlarıyla ücret payı arasında, 1963-79 ve 1980-94 döneminde aynı yönde (yüzde 95 güven düzeyinde), 1963-94 döneminde ters yönde bir ilişkinin(yüzde 80 güven düzeyinde t_tab=1.310<t_hes=1.474) bulunduğu ortaya çıkmaktadır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon katsayısını, q, regresyon denkleminin standart hatasını, F, F istatistiğini(parantez içindeki hesap, diğeri 0.05 düzeyinde tablo değeri olmak üzere) ve DW, Durbin-Watson istatistiğini göstermektedir.

Asgari ücretle, ücret payı arasında 0.05 güvensizlik düzeyinde, istatistiki olarak anlamlı ilişki 1963-94 dönemi için bulunmuştur. Buna göre, 1963-94 döneminde, asgari ücrette ortaya çıkan yüzde 1’lik artış, ücret payını yüzde 0.111 oranında artırmıştır. Ancak, bağımsız değişkenlerin ücret payındaki değişmeleri açıklama düzeyi(R²)düşüktür. Bu nedenle, ücretlilerin göreli durumunun iyileştirilmesinde sadece asgari ücret artışlarının yeterli olamayacacağı söylenebilir. 1963-79 ve 1980-94 dönemlerinde ise, asgari ücret, ancak yüzde 85 ve yüzde 60 güven düzeyi ile ücret payındaki değişmeleri açıklayabilmektedir.

Emeğin ulusal gelirden aldığı payın belirleyen başlıca faktör, istihdam düzeyi ve bunda ortaya çıkan değişmelerdir. İstihdam, bir iktisat politikası araç değişkeni olmamasına karşın, toplam ücret ödemeleri ve ücretlerde ortaya çıkan değişmenin en önemli belirleyicisidir. Ayrıca, yaratılan yeni istihdam olanaklarının, uygulanan istihdam politikasının bir sonucu olduğu da ifade edilebilir. Bu gerekçelere bağlı olarak, toplam ve sektörel istihdamdaki değişmelerin faktör payları üzerine etkilerinin analizi yapılmıştır.

şeklindeki regresyon denklemine ilişkin veriler aşağıdaki tablodadır. Buradan 1963-79 ve 1963-94 döneminde ücret payı üzerinde istihdamın aynı yönde ve istatistiki olarak anlamlı bir etkisi bulunduğu, ancak bu etkinin çok düşük(0.002 ve 0.001) olduğu görülmektedir. 1980-94 döneminde ise, istatistiki açıdan anlamlı bir sonuç elde edilememiştir. Determinasyon katsayıları dikkate alındığında, 1980 öncesi dönemde, istihdamın ücret payını açıklama düzeyinin(R² 0.73), 1963-94 dönemine oranla(R²=0.23) daha yüksek olduğu görülmektedir.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

şeklindeki doğrusal regresyon denklemine ilişkin verilere göre, 1980 öncesi dönemde ücret dışı paylar üzerinde istihdamın etkisine yönelik anlamlı bir ilişki bulunamazken, 1980 sonrası ve dönem bütününde istatistiki olarak anlamlı, ancak zayıf bir ilişki (0.002 ve 0.004) bulunmuştur. Teorik olarak, böyle bir ilişkinin ortaya çıkması anlamlıdır. Çünkü, istihdam artışı daha çok ücret payı üzerinde etkili olan bir değişkendir.

şeklindeki logaritmik-doğrusal modele ilişkin sonuçlar incelendiğinde, ücret payı ile sanayi sektörü istihdamı arasında, sadece 1963-79 döneminde, istatistiki olarak anlamlı ve aynı yönde bir ilişkinin bulunduğu görülmektedir. Buna göre 1963-79 döneminde sanayi sektörü istihdamında ortaya çıkan yüzde birlik artış, ücret payını yüzde 0.427 oranında artırmıştır.

Hizmetler sektörü istihdamı ise, ücret payını 1963-79 döneminde olumlu ve 1963-94 döneminde olumsuz etkilemiştir. Nitekim, 1963-79 döneminde hizmetler sektörü istihdamındaki yüzde birlik artış, ücret payını yüzde 0.514 oranında artırırken, 1963-94 döneminde yüzde 2.079 oranında azaltmıştır. Dönem bütününde ortaya çıkan bu olumsuz etki, kanımızca, 1980 sonrası izlenen ve gerekçeleri daha önce vurgulanan düşük ücret politkasının bir sonucudur. Ancak, hizmetler sektörü istihdamının ücret payına etki düzeyinin, 1980 öncesi dönemde(R²=0.77) 1963-94 dönemine(R²=0.22) oranla daha yüksek olduğu dikkate alınmalıdır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

şeklindeki doğrusal logaritmik modele ait veriler aşağıdaki tabloda gösterilmiştir. Buradan 1963-79 döneminde ücret payı ile toplam yatırımlar arasında aynı yönde bir ilişkinin olduğu ve toplam yatırımlarda ortaya çıkan yüzde 1'lik artışın, ücret payını yüzde 0.274 oranında artırdığı anlaşılmaktadır. 1980-94 ve 1963-94 dönemlerinde ise, ücret payı ile toplam yatırımlar arasında istatistiki olarak anlamlı bir ilişki bulunamamıştır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

şeklindeki doğrusal logaritmik modele ilişkin istatistiki verilerin bulunduğu tablonun incelenmesinden, sadece 1963-79 döneminde eğitim yatırımlarıyla ücret payı arasında, düşük determinasyon katsayısına karşın, istatistiki olarak anlamlı ve doğru yönde bir ilişkinin bulunduğu ve bu yatırımlarda ortaya çıkan yüzde 1'lik değişmenin ücret payını yüzde 0.455 oranında artırdığı görülmektedir.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

Bu veriler, 1980 sonrası dönemde eğitimde fırsat eşitliği konusunda yaşanan olumsuz gelişmeler ve reel ücretlerin bastırılması sonucunda, sermaye geliri elde edenlerin gelirlerinin artmasında, eğitim yatırımlarının da katkı yaptığını, dolayısıyla gelir eşitsizliklerinin azaltılmasında etkili olabilecek bir aracın, beklenenin tersi yönde etkide bulunduğunu ortaya koymaktadır.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon

İmalat sanayii yatırımları, kar-rant-faizden oluşan sermaye gelirlerini, 1963-94 döneminde, düşük determinasyon katsayısıyla(yüzde 18) aynı yönde etkilemektedir. Bu veriler, 1980 öncesi dönemde gerçekleştirilen yatırımların daha çok emek, 1980 sonrası dönemde ise sermaye payları lehine bir değişme yarattığını ortaya koymaktadır.

şeklindeki doğrusal logaritmik model modele ilişkin istatistiki veriler incelendiğinde, sözkonusu sektörlere yapılan yatırımların emek payı üzerinde, istatistiki olarak anlamlı düzeyde, 1963-94 döneminde etkili olduğunu ortaya koymaktadır. Nitekim, 1963-94 döneminde, turizm yatırımlarında görülen yüzde bir oranındaki artış, ücret payını yüzde 0.367, konut yatırımlarındaki aynı orandaki bir değişiklik ise, yüzde 0.538 oranında artırmıştır. Buradan, konut yatırımlarının ücret payı üzerindeki etkisinin daha yüksek olduğu ve bu nedenle, ücret payının artırılmasında konut yatırımlarına daha fazla önem verilmesi gerektiği söylenebilir.

Parantez içindeki değerler t değerlerini, t_tab 0.05 güven düzeyi, R² , determinasyon katsayısını,

Bu sektörlere yapılan yatırımlarla sermaye gelirleri arasında 1963-94 dönemi dışında istatistiki olarak anlamlı bir ilişki bulunamamıştır. 1963-94 dönemi için ise, sermaye gelirlerini turizm yatırımları aynı, konut yatırımları ters yönde etkilemiştir. Nitekim, bu dönemde, turizm yatırımlarında ortaya çıkan yüzde 1’lik artış, sermaye gelirleri payını yüzde 0.285 oranında artırırken, konut yatırımlarındaki yüzde 1’lik artış yüzde 0.235 oranında azaltmıştır. Yukarıda verilen açıklamalarda, konut yatırımlarının emek payını önemli oranda artırdığı ifade edilmişti. Bu nedenle, konut yatırımlarının sermaye aleyhine, ücretliler lehine sonuçlar yarattığı daha da belirginleşmektedir.

Çalışmamızda, faktör paylarının birbiriyle olan ilişkilerinin düzeyini ve bu ilişkilerde ortaya çıkan değişmeleri belirlemek açısından iki analiz yapılmıştır. Bunlardan ilki zaman serisi analizi sonucuyda elde edilen trend değerleriyle ilgilidir. Bu analizde, emek ve kar-rant-faiz şeklindeki faktör ayrımı yerine, Özmucur’un çalışmasına paralel olarak, tarım faktör gelirlerinin de dahil edildiği üçlü ayrım kullanılmıştır. Bunun temel gerekçesi, iki faktöre dayalı analizin istatistiki olarak anlamlı sonuçlar vermemesir.

Alt dönemlere ilişkin veriler, faktör gelirleri arasındaki ilişkiler konusunda çarpıcı sonuçlar vermektedir. Nitekim, 1963-79 döneminde hem emek payı(%0.241) hem sermaye gelirlerinin payı(0.109) artarken, tarım payı(%0.262) gerilemiştir. Dolayısıyla, 1980 öncesi dönemde, emek ve sermayenin göreli durumunun iyileşmesinin bedelini tarım ödemiştir. Böylece, çalışmamızın üçüncü bölümünde vurgulandığı gibi, sermaye kesiminin ücretlilerin göreli durumundaki iyileşmeyi kabul etmesinin nedeni, bunun bedelini kendilerinin ödememiş olmasıdır.

1980-88 döneminde ise, sermaye gelirlerindeki iyileşmenin bedelini tarım ve emek birlikte, ancak emek daha büyük oranda ödemiştir. Bu verilerden göreli olarak en iyi dönemin emek için 1963-79(sermaye için en kötü), sermaye için 1980-88(emek için en kötü dönemin) olduğu görülmektedir.

şeklinde kurduğumuz doğrusal logaritmik modele ilikin istatistiki veriler aşağıdaki tabloda verilmiştir. Buna göre, ücret payı ve diğer faktör gelirleri arasındaki karşıtlık belirgin olarak ortaya çıkmaktadır. Ancak, burada dikkati çeken en önemli nokta, 1980 sonrası dönemde bu karşıtlığın daha da artmasıdır. Nitekim, 1963-79 döneminde sermaye gelirler payında ortaya çıkan yüzde 1’lik artış, ücret payını yüzde 1.392 oranında azaltırken, 1980 sonrasında bu oran yaklaşık iki kat artarak yüzde 2.525 düzeyine yükselmiştir. Ücret ve tarım gelirleri arasında da benzer bir gelişme olmakla beraber, artış düzeyi düşük kalmıştır.

Yukarıda yapılan incelemeler, özellikle 1980 sonrası dönemde, uygulanan politikalarının tarım sektörü aleyhine bölüşüm sonuçları yarattığını ortaya koymuştur. Bu bölümde, sektörel bölüşüm açısından etkili olan ve ölçülebilir nitelikte bulunan fiyat, kur ve teşvik politikalarının etkileri değerlendirilecektir.

Yatırım politikası, sektörel bölüşüm üzerinde birincil düzeyde etkili olabilen bir politikadır. Ülkemizde, sektörel öncelikler 1980 öncesi ve sonrası dönemde önemli değişiklikler göstermiştir. Ancak, 1963 yılında başlayan planlı sanayileşme dönemiyle birlikte, sanayi sektörüne yapılan yatırımların, özellikle 1963-79 döneminde, ön plana çıktığı görülmektedir. Tarım, sanayi ve hizmetler ayrımında sektörlerin GSMH içindeki payının belirlenmesinde yatırım politikasının etkisini ortaya koyabilmek amacıyla oluşturduğumuz;

Regresyon katsayıları incelendiğinde, toplam yatırımların, sektörün GSMH içindeki payını olumsuz yönde etkilediği görülmektedir. Nitekim, yatırımlarda ortaya çıkan yüzde 1’lik bir artış, sektörün payını 1963-79 döneminde yüzde 0.292, 1980-94 döneminde yüzde 0.490, 1963-94 döneminde ise yüzde 0.450 oranında azaltmıştır. Buradan, 1980 sonrası dönemde yapılan yatırımların, tarım payını 1980 öncesine oranla daha yüksek düzeyde olumsuz etkilediğini anlaşılmaktadır. Bu veriler, toplam yatırımların bileşimi konusunda büyük hatalar yapıldığını ortaya koymaktadır. Bu nedenle, toplam yatırımların artması değil, yatırım alanlarının iyi belirlenmesi yönünde bir politika değişikliği gerekmektedir.

Toplam yatırımların, ulusal gelir içindeki payı üzerinde olumlu yönde en yüksek etkiyi sanayi için sağladığı anlaşılmaktadır. Nitekim, oluşturulan modelde elde edilen regresyon katsayıları bu sektör için göreli olarak daha yüksektir. Hizmetler sektörü için ise, toplam yatırımların etkisi 1963-79 döneminde 1980 sonrasına oranla daha yüksek gerçekleşmiştir.

Devletin uyguladığı transfer harcamaları politikası, çalışmanın ikinci ve üçüncü bölümünde ortaya konulduğu gibi, bölüşüm üzerinde önemli etkiler yaratmaktadır. Yukarıda fonksiyonel bölüşüme ilişkin analizlerde, transferharcamalarının önemi bir kez daha ortaya çıkmıştır. Transfer harcamalarının sektörel bölüşüme etkilerini ortaya koyabilmek amacıyla oluşturulan ve istatistiki olarak anlamlı bulunan;

şeklinde doğrusal logaritmik model, transfer harcamalarının sektörel bölüşüm üzerinde de önemli etkiler yarattığını göstermektedir. Nitekim, yatırım harcamalarındakine benzer şekilde, tarım sektörü transfer harcamaları politikasında yine tüm dönemlerde, 1980 sonrasında daha yüksek olmak üzere, olumsuz etkilenmiştir. Bir başka deyişle transfer harcamalarında ortaya çıkan artışlar, sürekli olarak tarımın GSMH içindeki payını azaltmıştır.

Sanayi sektörü payı ise, transfer harcamalarından, özellikle de 1980-94 döneminde, olumlu etkilenmiştir. Ayrıca, transfer harcamalarının sanayi payı üzerindeki belirleyiciliği (1963-79 için R²=0.30 ve 1980-94 için (R²=0.58) 1980 sonrasında daha fazla olmuştur.

Transfer harcamalarının hizmetler sektörü payı üzerindeki etkisi de olumlu yönde gerçekleşmiştir. Nitekim, transfer harcamalarında ortaya çıkan yüzde 1’lik artış, hizmetler payını 1963-79 döneminde yüzde 0.100, 1980-94 döneminde yüzde 0.038 ve 1963-94 döneminde yüzde 0.080 oranında artırmıştır.

4.2.3. FİYAT POLİTİKALARI

Fiyat politikaları, sektörel bölüşüm üzerinde önemli etkiler yaratabilmektedir. Nitekim, fiyat politikaları, özellikle enflasyonist bir süreçte, fiyat artışlarının farklı düzeyde gerçekleşmesi durumunda, iç ticaret hadlerini değişmektedir. İç ticaret hadleri, sektörler arasında kaynak transferini ve sektörlerin enflasyonist gelişmeden nasıl etkilendiğinin ortaya konulmasında kullanılan bir yöntemdir. Kaynak transferini belirlemek açısından, sektörler arasında mal akımlarının da dikkate alındığı gelir iç ticaret hadleri daha anlamlı olmakla beraber, veri sorunları nedeniyle en sık kullanılan iç ticaret haddi, yalnızca fiyat endekslerinin dikkate alındığı net değişim ticaret hadleri olmaktadır. Ülkemizde, gelir ticaret hadlerinin hesaplanmasına olanak tanıyacak yeterli ve sağlıklı verilerin bulunmaması nedeniyle, çalışmamızda net değişim ticaret hadleri kullanılmıştır.

Bu çalışmada iç ticaret hadleri, toptan eşya fiyatları endeksi(TEFE), çiftçi eline geçen fiyatlar endeksi(ÇEFE) ve tarafımızdan hazırlanan ürün ve girdi fiyatları endeksinden yararlanılarak hesaplanmıştır. Bunun yanında, iç ticaret hadlerinde ortaya çıkan gelişmelerin daha iyi değerlendirilebilmesi için, İnput-Output tablolarından yararlanarak hesapladığımız sektörel ileri ve geri bağlantı katsayıları da dikkate alınmıştır.

Buna göre, 1963-68 ve 1973-78 döneminde ÇEFE VE TEFE’ye göre hesaplanan iç ticaret hadleri tarım lehine, 1969-72 dönemi ve 1979 yılında ise aleyhine gelişme göstermiştir. Benzer bir durum ÇEFE ve TÜFE’ye göre hesapladığımız iç ticaret hadlerinde de görülmektedir.