Çalışma Toplum - Sosyal Refah Rejimleri, Kurumlar ve Eşitsizlik

PDF Olarak İndir

Sosyal Refah Rejimleri, Kurumlar ve Eşitsizlik

Mürüvvet AKAR

Araştırma Makalesi

Sosyal Refah Rejimleri, Kurumlar ve Eşitsizlik

Mürüvvet AKAR1

ORCID: 0000-0003-1094-0955

DOI: 10.54752/ct.1421774

Öz: Bu çalışma ülkeler arası kurumsal farklılıkların ücret ve gelir eşitsizliğine etkilerini sosyal refah rejimleri üzerinden incelemektedir. Literatürde, işgücü piyasası kurumlarının eşitsizliğe etkilerini araştıran birçok çalışma bulunmaktadır. Ancak farklı sosyal refah rejimlerinde eşitsizlikte bir farklılık olup olmadığını araştıran oldukça az çalışma mevcuttur. Aslında sosyal refah rejimleri sınıflandırmaları da kurumlara dayalı olarak yapıldığından önsel olarak farklı refah rejimlerinin farklı eşitsizlik düzeyleri yaratacağı düşünülebilir. Çalışmada Esping-Andersen ve Leibfried’in refah rejimleri sınıflandırmaları kullanılarak 1970-2015 ve 1990-2015 dönemleri olmak üzere iki farklı dönemde refah rejimlerinin eşitsizliğe etkisi panel veri analizi ile incelenmiştir. Araştırma bulgularına göre sosyal demokrat refah rejimlerinde hem ücret hem de gelir eşitsizliği diğer refah rejimlerine göre anlamlı şekilde daha düşükken liberal ve Güney Avrupa refah rejimlerinde eşitsizlik diğerlerine göre daha yüksektir. Sonuç olarak ülkelerin sosyal refah rejimleri eşitsizlik üzerinde belirleyicidir ve evrenselci rejimlerde eşitsizlik düzeyi düşükken, kalıntı rejimlerinde yüksektir.

Anahtar Kelimeler: Refah devleti, emek piyasası kurumları, ücret eşitsizliği, gelir eşitsizliği

JEL Kodları: C33, D63, I38

Social Welfare Regimes, Institutions and Inequality

Abstract: This study examines the effects of cross-country institutional differences on wage and income inequality through the social welfare regimes. In the literature, there are numerous studies investigating the impact of labour market institutions on inequality. However, there are relatively few studies examining whether there is a variation in inequality across different social welfare regimes. In fact, since the classifications of social welfare regimes are also based on institutions, it can be presumed a priori that different welfare regimes will create different levels of inequality. Using Esping-Andersen and Leibfried's classification of welfare regimes, this study employs panel data analysis to examine the impact of welfare regimes on inequality during two different periods: 1970-2015 and 1990-2015. The research findings indicate that both wage and income inequality are significantly lower in Social Democratic welfare regimes compared to other welfare regimes, while inequality is higher in liberal and Southern European welfare regimes. Consequently, countries' social welfare regimes are determinants of inequality, with lower levels of inequality observed in universalistic regimes, and higher levels in residual regimes.

Keywords: Welfare state, labour market institutions, wage inequality, income inequality.

JEL Codes: C33, D63, I38

Giriş

Sosyal politika, piyasa mekanizmasının yetersizliğine, başarısızlığına ve tahribatına karşı toplumu ve iktisadi olarak kırılgan grupları koruyacak politikalar olarak tanımlanabilir (Çelik, 2014:21). Sosyal politika ile özdeş biçimde kullanılan diğer kavramlar sosyal devlet ve refah devleti kavramlarıdır. Refah devleti ve sosyal devlet kavramları bazen birbirinin yerine kullanılırken bazen de ikisi birlikte “sosyal refah devleti” olarak kullanılmaktadır (Gümüş, 2012: 23).

Refah devleti gelir, eğitim, sağlık, barınma gibi alanlarda yurttaşları için asgari standartlar sağlayan devlet olarak kabul edilmektedir. İlk kez Bismarck Almanya’sında sosyal güvenlik reformlarının ardından kullanılan kavram 2. Dünya Savaşı sonrasında yaygınlık kazanmıştır (Çelik,2014:20).

1942 yılında, İngiltere’de William Beveridge tarafından hazırlanan ve İkinci Dünya Savaşı sonrasındaki dönemde refah devleti uygulamalarının temeli olarak nitelendirebileceğimiz Beveridge Raporu ile birlikte refah devleti terimi günümüzde kullanıldığı anlama yaklaşmış ve yaygınlık kazanmıştır (Gümüş: 2012 20). Bu rapor parasız ulusal sağlık sistemi, aile yardımı, tam istihdam için devlet müdahalesi ve yaygın bir sosyal sigorta sisteminin kurulmasını öngörmüştür (Çelik, 2014:59).

Sosyal refah rejimlerinin ortaya çıkışına ilişkin genel kabul gören görüşlerden biri tarım toplumundan sanayi toplumuna geçiş argümanıdır. Sanayileşme ile birlikte geleneksel tarım toplumuna ait özellikler olan akrabalık temelli sosyal destek sistemlerinin çözülmesi bir boşluk yaratmış ve bu boşluğu sosyal devlet doldurmuştur. Ücretli işgücüne olan artan bağımlılık, işgücünü satarak piyasadan gelir elde etmesi mümkün olmayan yaşlılar, hastalar gibi gruplarda yeni kırılganlıklar oluşturmuştur. Sonuç olarak, karmaşık bir kentsel toplumda işgücü sürekliliğini ve koordinasyonunu sağlamak için devletin yeni ve genişletilmiş bir rol üstlenmesi gerekmiştir. Piyasa mekanizması ile sağlanamayan bu amaç devletin piyasa başarısızlıklarına müdahalesi ya da gelir transferi yoluyla sağlanmaya çalışılmıştır (Myles ve Quadagno, 2002:36).

Ancak bu argümanlar neden bütün ülkelerde benzer refah rejimlerinin ortaya çıkmadığı sorusunu yanıtlamamaktadır. Bu sorunun yanıtını Esping-Andersen politikanın ve politik kurumların refah devletlerinin farklı özelliklerinin ortaya çıkmasında etkili olduğunu gösteren The Three Worlds of Welfare Capitalism (1990) adlı eserinde vermiştir. Esping-Andersen, gelişmiş ülkelerdeki refah rejimlerinin sadece harcamalar açısından değil, refah işlevlerini devlet, piyasa ve aileden hangi aktörün ağırlıklı olarak üstlendiğine göre de ayrıştığını göstermiştir (Myles ve Quadagno, 2002:39).

Devletlerin tarihsel özellikleri, farklı refah devletlerinin ortaya çıkmasında belirleyici bir rol oynamıştır. Esping-Andersen’a göre siyasi sınıf koalisyonlarının tarihteki rolü refah devleti çeşitliliklerinin en belirleyici nedenidir (Esping-Andersen, 1990: 1).

Emek piyasalarındaki kurumlar da eşitsizliğin belirleyicilerindendir. Sendikalaşma oranı, toplu pazarlık uygulamaları, işsizlik sigortası, emeklilik koşulları, iş kanunları gibi kurumsal faktörler ülkeden ülkeye farklılıklar göstermektedir (Slaughter,1998). Freeman ve Katz’a göre emek piyasasındaki kurumsal farklılıklar ülkeler arası ücret ve istihdam farklılıklarının önemli bir kısmını açıklamaktadır (Freeman ve Katz, 1996).

Bu çalışmada, refah rejimleri sınıflaması olarak Esping-Andersen’in (1990) sınıflaması ile Leibfried’in (1993) sınıflamasında yer alan Güney Avrupa modeli birleştirilerek kullanılacaktır.

Çalışmada sosyal refah devletlerinin eşitsizlik üzerinden farklılaşıp farklılaşmadığı araştırılırken emek piyasası kurumlarının eşitsizliğe etkileri de incelenmektedir. İkinci bölümde farklı sosyal refah rejimleri sınıflandırmaları ele alınmakta ve Esping-Andersen’in sınıflamasının merkezinde yer alan metadışılaştırma (dekomodifikasyon) kavramı açıklanmaktadır. Üçüncü bölümde işgücü piyasası kurumlarının eşitsizliğe etkileri incelenmektedir. Dördüncü bölümde ekonometrik yöntem, veri seti ve tahmin sonuçları yer almaktadır. Sonuç kısmında ise araştırma bulguları özetlenmektedir.

Sosyal Refah Devletlerinin Sınıflandırılması

Refah devleti literatürde dar ve geniş yaklaşımlar olmak üzere farklı şekillerde değerlendirilmiştir. Dar bakış açısına sahip olanlar, refah devletini gelir transferleri, sosyal hizmetler ve konut sorunu gibi geleneksel sosyal iyileştirme alanıyla ilgili olarak tanımlarlar. Geniş bakış açısına sahip olanlar ise refah devleti tanımlarını ekonomi politik terimlerle çerçevelemekte olup, ilgileri devletin ekonomiyi yönetme ve düzenleme alanındaki daha büyük rolüne odaklanmaktadır. Bu nedenle, istihdam, ücretler ve genel makroekonomik yönlendirme gibi konular, refah devleti kavramının ayrılmaz bileşenleri olarak kabul edilir. Bu yaklaşım 'Keynesyen refah devleti' veya ‘refah kapitalizmi' olarak nitelendirilir (Esping-Andersen, 1990: 2).

Refah devletlerini sınıflandırmada kullanılan bir diğer ayrım, sosyal koruma sağlamada finansmanı kimin üstlendiğine göre devletleri üçe ayırmaktadır. Bunlar, her çalışanın sosyal refah hakkının ödediği katkıya bağlı olduğu “Bismarck modeli”; bir ülkenin tüm nüfusuna yönelik sosyal koruma sağlayan “Beveridge modeli” ile bu ikisinin karışımından oluşan “karma model”dir (Özdemir, 2005: 236).

Esping-Andersen, o zamana kadarki refah devleti teorik modellerinin yetersizliği nedeniyle refah devleti hakkında önemli gördüğü temel unsurlara dayanarak bir yeniden kavramsallaştırma yapmıştır. Esping-Andersen’e göre bir sosyal programın varlığı ve ona harcanan miktar, nasıl bir sonuç doğurduğundan daha az önemli olabilir. Refah devletinin kimliği açısından, dekomodifikasyon (piyasa dışına çıkarma), sosyal tabakalaşma ve sosyal işlevlerin kim tarafından üstlenildiği çok daha önemlidir (Esping-Andersen, 1990: 3).

İşgücünün dekomodifikasyonundan kasıt sosyal ihtiyaçların ve hakların ne kadarının, hangi koşullarda ve ne kadar süreliğine kamu tarafından ücretsiz karşılandığıdır (Gümüş, 2020:104). Sosyal politikaların dekomodifikasyon potansiyelleri birbirinden farklılaşır. Bu potansiyel, yalnızca sosyal harcama düzeylerine bakarak tam olarak yakalanamaz, aynı zamanda refah programlarına ilişkin kuralların ve standartların analizini gerektirir. Esping-Andersen, dekomodifikasyon düzeyini belirlerken insanların haklara erişimini düzenleyen kuralları ele almıştır. Kimler hangi koşullarda bu haklardan yararlanabilmektedir. Bir programdan, geçmiş istihdam kaydı, performans, gelir testi veya mali katkıya bakılmaksızın herkes yaşam standartlarının yeterli bir şekilde garantilendiği şekilde yararlanabiliyorsa bu programın dekomodifikasyon yeteneği yüksektir. Eğer program sınırlı bir süre için, belirli koşulların sağlanması şartıyla ve yalnızca temel koruma sağlıyorsa, dekomodifikasyon yeteneği düşüktür (Esping-Andersen, 1990: 47).

Esping-Andersen’e (1990: 55) göre refah devletleri; sınıfların ve sosyal düzenin yapılandırılmasında anahtar bir role sahiptir. Refah devleti sosyal harcama ve yeniden dağıtım araçları sayesinde statü farklılıklarını etkilemektedir. Bazı programlar bu farklılığı azaltırken bazıları tamamen bu farklılığın korunması işlevini üstlenmektedir. Örneğin, farklı meslek gruplarının farklı sigorta programlarınca kapsanması, statü farklılıklarının ve sosyal tabakalaşmanın korunmasına yol açacaktır (Özdemir, 2005: 252).

Esping-Andersen’in refah devleti modellerine ilişkin çalışması, The Three Worlds of Welfare Capitalism (Refah Kapitalizminin Üç Dünyası) refah rejimlerini üç ana modele ayırarak inceler. Bunlar, liberal demokrasilere özgü piyasa odaklı refah devleti, Kıta Avrupası'na özgü korporatist-muhafazakâr refah devleti ve sosyal demokrat (Nordic) refah devletidir.

Tablo 1: Esping-Andersen’in Refah Devleti Sınıflandırması (1990)

Liberal	Muhafazakâr	Sosyal Demokrat
ABD	Almanya	İsveç
Kanada	Fransa	Norveç
İsviçre	Belçika	Danimarka
Avustralya	Avusturya	Finlandiya
Japonya	İtalya	Hollanda

Kaynak: Esping-Andersen, G. (1990:74). The Three Worlds of Welfare Capitalism, UK: Polity Press.

Liberal refah rejimlerine kalıntı refah rejimleri de denilmektedir. Bu modelde parasız kamu hizmetleri düşük düzeydeyken gelir eşitsizliği görece yüksektir. Devlet piyasa düzenlemeleri şeklinde müdahalelerde bulunmakla birlikte refah uygulamaları esas olarak piyasaya bırakılmıştır (Çelik, 2014: 63). Liberal refah rejimlerinde devlet piyasa mekanizmasınca çözülemeyen sosyal sorunlar için son telafi mercii işlevi görmektedir (Özdemir, 2005: 243).

Liberal refah devletinin genel özellikleri, sosyal yardımların temel seviyede olması, sosyal sigortanın kapsamının ve düzeyinin düşük olması ve sağlanan sosyal yardımların gelir-testine tabi olmasıdır. Bu nedenle liberal refah rejimlerinde dekomodifikasyon seviyesi düşüktür ve refah rejimi evrensel değil, seçici bir yapıya sahiptir (Esping-Andersen, 1990: 27). Liberal rejimlerde emeklilikte ve sosyal hizmetlerde özel sektörün ağırlığı diğer rejimlere göre daha yüksektir. Diğer taraftan liberal refah devletlerinin kamu harcamaları da düşük olma eğilimindedir.

Korporatist Kıta Avrupası modeli ya da muhafazakâr model, sosyal demokrat model ile liberal modelin bir karışımıdır ve esas olarak Bismarck modeline dayanır. Sosyal güvenlik sistemlerinde katılımcılardan alınan primler önemli yer tutar. Bu modelde muhafazakâr öğeler, aile reisinin gelirinin güvenceye alınması ve var olan sınıf farklarının ve statülerin korunması önceliklidir (Çelik, 2014: 63).

Muhafazakâr rejimlerde, geleneksel aile yapısının korunmasına büyük önem atfedildiğinden aile temelli bir sosyal politika yürütülmekte ve aile kurumu refah rejiminin merkezine oturtulmaktadır (Gümüş, 2020:107).

Sosyal demokrat model, sosyal hakların en fazla kurumsallaştığı ve piyasa dışından sağlanabildiği modeldir. Bu modelde kamu hizmetlerinin düzeyi daha yüksekken sınıflar arası tabakalaşma daha düşüktür. Liberal modelin tersine refah harcamaları doğrudan hükümet tarafından finanse edilir (Çelik, 2014: 63). Sosyal demokrat refah rejimlerinin temel özellikleri, yüksek dekomodifikasyon düzeyi, cömert ve vatandaşlık temelli sosyal hakların varlığı, eşitlikçi ve evrensel bir sosyal politika olarak sıralanabilir. Ayrıca bu refah rejimi çalışanlar için gelir garantisi ve tam istihdamın sağlanmasını amaçlar (Gümüş, 2020:108).

Temel üç sınıflandırma ile yetinmeyen araştırmacılar, Esping-Andersen’in analizinin boşluklarını doldurmaya çalışmışlardır. Leibfried tarafından ortaya dördüncü bir refah rejimi modeli atılmıştır. Leibfried, Avrupa Birliği’nin güney kısmında “Latin Kuşağı Ülkeleri” olarak nitelendirdiği farklı bir refah devleti modeli tanımlamıştır. Bu modele İspanya, Portekiz ve Yunanistan’ı dahil etmiştir. Güney Avrupa refah rejimlerini kısaca şu şekilde nitelemek mümkündür: Bu ülkelerin kurumsal yapısı ve vatandaşlarına sağladığı sosyal olanaklar çok yetersizdir. Ancak, bu ülkelerin Anayasa ve ilgili yasalarına bakıldığında, modern bir refah devletinde olması gereken bütün kurumsal gelişmelerin yer aldığı görülmektedir (Özdemir, 2005: 258).

Türkiye Güney Avrupa Refah Rejimine sonradan dâhil edilmiştir. Buğra ve Keyder (2003) Güney Avrupa refah rejiminin göstergeleri ile Türkiye’nin göstergelerini karşılaştırarak Türkiye’nin bu refah rejimi modeline benzediğini ifade etmiştir. Sharkh ve Gough (2010) da, Türkiye’deki refah rejimi ile Güney Avrupa ülkelerinin refah rejimlerinin çok benzer olduğuna dikkat çekerek Türkiye’nin Güney Avrupa refah rejimi içinde yer alması gerektiğini vurgulamıştır.

İşgücü Piyasası Kurumlarının Eşitsizliğe Etkisi

Eşitlikçi toplumlar ve geniş orta sınıflar, piyasa mekanizmasının doğal sonucu olarak ortaya çıkmamıştır. Aksine, eşitlik toplumu, ekonomiyi ve özellikle işgücünü yöneten kurumlar – yasalar, politikalar ve uygulamalar – aracılığıyla gerçekleştirilir. Eşitlikçi toplumlar inşa etmek, insanca ücretler ve çalışma koşulları sunan kurumların inşası ile mümkündür (Berg, 2015: 1).

İşgücü piyasası kurumları, toplumsal olarak istenen yeniden dağıtım hedeflerine ulaşmaya yardımcı olması beklenen araçlardır. Bu bağlamda, asgari ücret, işsizlik sigortası, toplu sözleşme, iş güvenliği veya kamusal sektör istihdamı gibi çalışma politikalarının eşitsizliği azaltmada etkili araçlar olabileceği konusunda artan bir tartışma bulunmaktadır (Calderon ve Chong, 2009: 66).

En etkili işgücü piyasası kurumlarından biri olan sendikalar gelir dağılımını farklı şekillerde etkileyebilir. Birincisi, birkaç büyük şirketin piyasa hakimiyetini dengeleyerek servet yoğunlaşmasını önlerler. Sendikal örgütlenme, piyasa mekanizmasında firmalar karşısında güçsüz konumda yer alan işçilerin pazarlık gücünü arttırır. Güçlü sendikalar piyasa gücünün kötüye kullanılmasını önleyecek gerekli kontrol ve denge mekanizmalarının oluşturulmasında önemli rol oynar. İkinci olarak sendikalar ekonomik ve sosyal politikaların içeriğini etkileyebilir. Sendikaların ücret dağılımını etkileme şekli, toplu pazarlığın dar ve dışlayıcı ya da geniş ve kapsayıcı olmasına bağlı olarak farklılık göstermektedir. Dolayısıyla toplu pazarlığın kapsamı da eşitsizliğe etkisi bakımından önemlidir (Hayter, 2015:100-101).

Genel olarak eşitsizlik 1980 sonrasında Avrupa'da artmıştır. Ancak eşitsizlikteki artış ülkeler arasında farklılaşmaktadır. Bu farklılıkta ülkeye özgü vergi politikaları, işçileri gelir dağılımının alt tabakalarında destekleyen kurumlarının varlığı ve refah devletinin göreli gücü gibi faktörler etkilidir (Berg, 2015: 6).

Gelişmiş ülkelerde artan eşitsizliğin iki yaygın açıklaması; küreselleşme ve vasıf yanlı teknolojik değişimdir (bkz. Acemoglu ve Autor, 2011). Üçüncü teori ise "Krugman hipotezi"dir. Bu hipoteze göre eğer ülkede esnek bir ücret yapısı varsa, teknolojik gelişme sonucu düşük vasıflı işçilere olan talebin göreceli olarak azalması vasıf primini arttırarak ücret eşitsizliğini yükseltecektir. İşgücü piyasası kurumlarının katılığı durumunda, düşük vasıflı işçilere talebin göreceli olarak düşmesi ücret eşitsizliğini arttırmamakta ancak işsizlikte artışa neden olmaktadır (Krugman, 1994). 1970’lerin sonlarından itibaren Amerika’da hem aynı sektörde çalışan eğitimli ve eğitimsiz çalışanlar arasında hem de aynı eğitim düzeyine sahip farklı sektörlerde çalışanlar arasında ücret farklılıkları arttı. Avrupa’da ise aynı dönemde Amerika’dan farklı olarak vasıf primi daha az artarken ciddi bir işsizlik problemi yaşandı (Slaughter,1998).

Krugman hipotezini destekleyen çalışmalardan biri Blau ve Kahn’ın (1996) çalışmasıdır. Blau ve Kahn (1996), ABD'deki ücret eşitsizliğinin diğer sanayileşmiş ülkelere göre daha yüksek olmasının nedenini araştırmıştır. Diğer ülkelerde ABD’den farklı olarak ücret dağılımının alt kısmında daha fazla yakınsama olduğuna dikkat çeken yazarlar bunun nedeninin işgücü piyasası kurumları olduğunu belirtmektedir. ABD’de sendikalaşma ve toplu sözleşme kapsamı diğer ülkelere göre çok daha düşük olduğu için ücret eşitsizliği daha yüksektir.

Koeniger vd. (2007), on bir OECD ülkesinde işsizlik sigortası, sendikalar, işten çıkarma ile ilgili düzenlemeler ve asgari ücret gibi emek piyasası kurumlarının ücret eşitsizliğini nasıl etkilediğini araştırmışlar ve 1973-1998 döneminde bu ülkelerdeki emek piyasası kurumlarının ücret eşitsizliğindeki değişimin büyük kısmını açıkladığı sonucuna ulaşmışlardır. 26 yıl içinde asgari ücretin yükseldiği ve iş güvencesinin daha katı yasalarla korunduğu Fransa’da erkek çalışanlar arasındaki ücret eşitsizliğindeki düşüşün yüzde 23’lük kısmı kurumsal yapı ile açıklanırken, sendikaların güç kaybettiği ve asgari ücretin düştüğü İngiltere ve Amerika’da yükselen ücret eşitsizliğinin yüzde 11’i emek piyasası kurumlarındaki değişimle ilgilidir.

Gindling ve Terrell (2004), Kosta Rika için minimum ücretlerdeki değişimin ücret eşitsizliğini nasıl etkilediğini incelemişlerdir. 1987-1997 yılları arasındaki hane halkı işgücü anketi verilerine dayanarak yaptıkları analiz çerçevesinde minimum ücretlerdeki değişimin ücret eşitsizliği üstünde anlamlı etkisi olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Kosta Rika’da minimum ücretler meslek gruplarına göre düzenlenmektedir. 1993 yılından itibaren üniversite ve teknik okul mezunları için ayrı minimum ücret uygulamasına geçilmiştir. Çalışmada, 1987-1992 yılları için minimum ücretler arasındaki farkın daralmasının, ticari liberalizasyonun yarattığı ücret eşitsizliğinin etkisini hafiflettiği ancak 1993 yılında üniversite ve teknik okul mezunları için ayrı minimum ücret uygulamasına geçilmesinin vasıflı ve vasıfsız emek arasındaki ücret eşitsizliğini arttırdığı belirtilmiştir.

Rosvoll ve Sparrman (2015), 20 OECD ülkesi için 1970-2011 yılları arasında işgücü piyasası kurumlarının ücret eşitsizliğine etkilerini araştırmışlardır. Araştırma sonuçlarına göre belirsiz süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı ücret eşitsizliğini arttırırken, belirli süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı, toplu sözleşmelerin teşmil edilmesi, sendikalaşma oranı ve asgari ücret uygulaması ücret eşitsizliğini azaltmaktadır.

Sendika üyeliği ve toplu pazarlığın eşitsizliğe etkilerini araştıran ülkeler arası çalışmalarda yüksek sendikalaşma oranları ve toplu pazarlık kapsamının düşük ücret eşitsizliği ile ilişkili olduğu gösterilmiştir (Bkz. Visser ve Checci, 2011; Aidt ve Tzannatos 2002).

Blau ve Kahn (2003), 22 ülkenin 1985-1994 dönemi mikro verilerini kullanarak yaptıkları çalışmalarında toplu pazarlık kapsamı ile cinsiyetler arası ücret farkının azalması arasında anlamlı bir ilişki bulmuşlardır. Toplu pazarlık kapsamında artış ücret tabanını yükselterek, ücret dağılımının en altında yer alan kadınların göreli ücretini arttırmakta ve cinsiyetler arası ücret farkını azaltmaktadır.

Schultz ve Mwabu (1998) Güney Afrika’da sendikaların Afrikalı ve beyaz işçiler arasındaki ücret eşitsizliğine etkilerini araştırmıştır. 1993 yılı verilerinin kullanıldığı çalışmada, sendikaların Afrikalı ve beyaz işçiler arasındaki ücret eşitsizliğini ve düşük ve yüksek gelirliler arasındaki uçurumu azaltıcı bir etkiye sahip olduğu sonucuna ulaşılmıştır.

Butcher ve Rouse (2001) 1995 yılı verilerini kullandıkları çalışmalarında sendikalaşma ve toplu pazarlık kapsamının Güney Afrika’da Afrikalı işçilerle beyaz işçiler arasındaki ücret farkını azalttığı ve bu etkinin ücret skalasının alt kısımlarında yer alanlar için daha yüksek olduğu bulgusuna ulaşmışlardır.

Cazes ve de Laiglesia (2015), belirli süreli sözleşmeli işçilerin belirsiz süreli sözleşmeli işçilere göre daha az ücret aldığı gerçeğinden hareketle belirli süreli sözleşmelerin kullanımına izin veren ve hatta teşvik eden kurumsal özelliklerin daha fazla ücret eşitsizliği yarattığına dikkat çekmektedirler. 2000-2010 döneminde OECD ülkelerini kapsayan panel veri araştırma sonuçlarına göre geçici sözleşmelerle çalışanların sayısındaki artış ücret eşitsizliğini arttırmaktadır.

Perugini ve Pompei (2016) İtalya 2007 ve 2012 Hane Halkı İşgücü Anketi mikro verilerini kullanarak belirli süreli sözleşmelerle çalışmanın ücret eşitsizliğine etkisini araştırmışlar ve geçici sözleşmeler için daha yüksek korumanın eşitsizliği azalttığı bulgusuna ulaşmışlardır.

De ve ark. (2011) 1960-2003 dönemini ve 21 OECD ülkesini kapsayan çalışmalarında sıkı istihdam koruma yasalarının gelir eşitsizliğine etkilerini incelemişlerdir. Çalışmaya göre istihdamı koruyucu yasaların katılığı endeksi ülke nüfusunun en yoksul yüzde yirmisinin gelir payı ile pozitif (Q1) ve Gini katsayısı ile negatif ilişkilidir.

Veri Seti, Yöntem ve Ekonometrik Model

Sosyal refah rejimlerinin eşitsizliğe etkilerini ölçmek üzere bağımlı değişkenlerin ücret ve gelir eşitsizliği, açıklayıcı değişkenlerin kişi başına gelir ve karesi, işgücü piyasası kurumları, işgücü vasıf farklılığının vekili olarak eğitim değişkeni ve küreselleşme ölçütü olarak kof endeksinin olduğu modeller tahmin edilmiştir. 1970-2015 ve 1990-2015 olmak üzere iki farklı dönem için ekonometrik tahmin yapılmıştır. 1990 öncesinde birçok veriye ulaşmak mümkün olmadığı için 1970-2015 dönemi için daha az açıklayıcı değişkenle ama zaman boyutu daha uzun olan bir analiz yapılmıştır. 1990-2015 döneminde ise daha zengin bir veri seti ile çalışılmıştır.

Tablo 2: Modelde Yer Alan Ülkeler ve Refah Rejimleri Sınıflandırması

Liberal	Korporatist-Muhafazakâr	Sosyal Demokrat	Güney Avrupa
ABD	Almanya	İsveç	Yunanistan
Kanada	Fransa	Norveç	Türkiye
İsviçre	Belçika	Danimarka	İspanya
Avustralya	Avusturya	Finlandiya	Portekiz
Japonya	İtalya	Hollanda

*Esping-Andersen (1990) ve Leibfried(1993) sınıflandırmaları kullanılarak oluşturulmuştur.

1970-2015 Dönemi

Ltheilit = α + λXit + Drejim + Dyıl + εit (1)

Giniit = α + λXit + Drejim + Dyıl + εit (2)

Birinci modelde bağımlı değişken imalat sanayii ücret eşitsizliğini gösteren Theil istatistiğinin logaritmasıdır. Bağımsız değişkenler; sendikalaşma oranının logaritması (lunion), kişi başına gelirin logaritması ve karesi (lpcgdp ve sqlpcgdp), kof küreselleşme endeksi (kof) ve 25 yaş ve üzeri nüfusta üniversite mezunlarının ilkokul mezunlarına oranının logaritmasıdır (lskill). Sosyal refah rejimlerinin eşitsizlik üzerindeki etkilerini yakalamak için sosyal demokrat (sd), liberal (lib), muhafazakâr (muh) ve Güney Avrupa (gav) olmak üzere rejim kuklaları kullanılmıştır. İkinci modelde bağımlı değişken gelir eşitsizliğinin ölçütü olan Gini katsayısıdır. Bağımsız değişkenler birinci modelle aynıdır. Geometrik seri özelliği gösteren değişkenler logaritmik olarak modele dahil edilmiştir. Theil istatistiği ve Gini katsayısı University of Texas Inequality Project (UTIP)’ten elde edilmiştir. Kof küreselleşme endeksi İsviçre Ekonomi Enstitüsü’nden alınmıştır. Kişi başına gelir World Development Indicators (WDI) verisi, sendikalaşma oranı ise OECD Stats verisidir. Eğitim verileri Barro ve Lee’nin (2010) çalışmasından alınmıştır. Beş yıllık olan gözlemler interpolasyon yöntemiyle yıllığa çevrilmiştir.

Yapılan testler sonucunda modellerde hem birim hem de zaman etkisi olduğu görülmüştür. Hausman testine göre modellerde birim etki tesadüfi etkilerdir. Zaman etkisi için modele yıl kuklaları eklenmiştir. Modellerde heteroskedasite, otokorelasyon ve birimler arası korelasyon bulunduğu için Driscoll Kraay dirençli tahmincisi kullanılmıştır.

1, 2 ve 3 nolu grafiklerde Theil istatistiği, Gini katsayısı ve sendikalaşma oranının farklı sosyal refah rejimlerine göre nasıl değiştiği görülmektedir. Sosyal demokrat refah rejimlerinde ortalamada ücret ve gelir eşitsizliği diğer refah rejimlerine göre açık bir şekilde daha düşükken sendikalaşma oranı çok daha yüksektir. Liberal ve Güney Avrupa rejimlerinde ücret eşitsizliği diğerlerine göre daha yüksekken bu rejimlerde sendikalaşma oranları da daha düşüktür. 4 ve 5 nolu grafiklerde sırasıyla ücret ve gelir eşitsizliği ile sendikalaşma oranı arasındaki ilişki görülmektedir. Serpilme grafiklerine göre sendikalaşma oranı ile hem ücret hem de gelir eşitsizliği negatif yönde güçlü korelasyona sahiptir. Bu ilişki Tablo 3’te korelasyon matrisinde de görülebilir. Ücret eşitsizliği ile sendikalaşma oranı arasındaki korelasyon -0,70 iken gelir eşitsizliği ile sendikalaşma oranı arasındaki korelasyon -0,68’dir. Sosyal demokrat refah rejimleri hem ücret hem de gelir eşitsizliği ile negatif güçlü korelasyona sahipken, liberal refah rejimleri ile ücret ve gelir eşitsizliği arasında zayıf pozitif korelasyon görülmektedir.

Grafik 1: Sosyal Refah Rejimlerine Göre Theil İstatistiği

Grafik 2: Sosyal Refah Rejimlerine Göre Gini Katsayısı

Grafik 3: Sosyal Refah Rejimlerine Göre Sendikalaşma Oranları

Grafik 4: 1970-2015 Ltheil-Lunion Serpilme Diyagramı

Grafik 5: 1970-2015 Lgini-Lunion Serpilme Diyagramı

Tablo 3: Korelasyon Matrisi

	ltheil	gini	lunion	lskill	kof	sd	lib	muh	gav
ltheil	1
gini	0.83	1
lunion	-0.70	-0.68	1
lskill	0.24	0.31	-0.32	1
kof	-0.03	-0.11	0.03	0.52	1
sd	-0.64	-0.57	0.58	-0.24	0.25	1
lib	0.21	0.18	-0.28	0.45	-0.12	-0.33	1
muh	0.11	-0.12	-0.03	0.03	0.19	-0.38	-0.33	1
gav	0.40	0.66	-0.39	-0.21	-0.35	-0.33	-0.28	-0.33	1

*Stata17 ekonometri programında hesaplanmıştır.

Tablo 4: 1970-2015 Dönemi Ücret Eşitsizliği Regresyon Tahmin Sonuçları

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	ltheil	ltheil	ltheil	ltheil	ltheil
lpcgdp	-4.659	-1.431	-2.358	-1.337	-4.809
	(-1.63)	(-0.51)	(-0.73)	(-0.43)	(-1.70)
sqlpcgdp	0.199	0.0254	0.0781	0.0288	0.209
	(1.44)	(0.18)	(0.50)	(0.19)	(1.49)
lunion	-0.488***	-0.672***	-0.648***	-0.687***	-0.469***
	(-5.60)	(-7.05)	(-7.67)	(-7.53)	(-4.97)
lskill	-0.0306*	-0.00279	0.0281	0.0225	-0.0433*
	(-2.65)	(-0.14)	(1.85)	(1.51)	(-2.67)
kof	0.00767	0.00819	-0.00209	0.00277	0.0109
	(0.83)	(1.00)	(-0.20)	(0.26)	(1.60)
sd	-0.567***				-0.674***
	(-18.81)				(-6.28)
lib		0.182*
		(2.09)
muh			0.249***		-0.117
			(6.27)		(-1.16)
gav				0.0222	0.00641
				(0.32)	(0.07)
_cons	23.92	9.484	14.00	8.665	24.30
	(1.64)	(0.66)	(0.84)	(0.55)	(1.70)
N	708	708	708	708	708
R2	0.63	0.56	0.57	0.55	0.63

Tüm modeller anlamlıdır (Prob F < 0.05). Yıl kuklaları birlikte anlamlıdır

t statistics in parentheses

* p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001

Tablo 4’te bağımlı değişkenin ücret eşitsizliğinin logaritması olduğu model tahmin sonuçları yer almaktadır. Hem birinci hem de beşinci modelde Sosyal Demokrat refah rejimi kuklası (sd) yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve negatif işaretlidir. Birinci model tahminine göre sosyal demokrat refah rejimlerinde ücret eşitsizliği diğer refah rejimlerine göre yaklaşık yüzde 432 daha düşüktür. Beşinci model tahminine göre de sosyal demokrat refah rejimlerinde ücret eşitsizliği liberal refah rejimlerine göre yaklaşık yüzde 49 daha düşüktür. İkinci model tahminine göre liberal refah rejimi kuklası (lib) yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve diğer refah rejimlerine göre ücret eşitsizliği yaklaşık yüzde 20 daha yüksektir. Üçüncü modelde muhafazakâr refah rejimi kuklası (muh) yüzde 5 düzeyinde anlamlı bulunmuştur ve muhafazakâr rejimlerde ücret eşitsizliği diğerlerine göre yaklaşık yüzde 28 daha yüksektir. Dördüncü modelde Güney Avrupa refah rejimi kuklası (gav) anlamsız bulunmuştur. Sendikalaşma oranı tüm modellerde yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve negatif işaretlidir. Logaritmik kişi başına gelir ve karesi anlamsız bulunmuştur. Kişi başına gelirde artışla birlikte eşitsizliğin önce artıp belli bir gelir seviyesinden sonra azalacağını öngören Kuznets hipotezi desteklenmemektedir. Modellerde açıklayıcı değişkenlerin ücret eşitsizliğindeki değişkenliği açıklama gücü, R2 çok yüksek değildir.

Bağımlı değişkenin gelir eşitsizliği olduğu regresyon tahmin sonuçları Tablo 5’de görülmektedir. Ücret eşitsizliğinde olduğu gibi gelir eşitsizliğinde de sosyal demokrat refah rejimi kuklası (sd), yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve negatif işaretlidir. Birinci model tahmin sonuçlarına göre sosyal demokrat refah rejimlerinde Gini katsayısı diğer rejimlere göre yaklaşık 2,4 puan daha düşüktür. Beşinci model tahmin sonucuna göre de sosyal refah rejimlerinde Gini katsayısı liberal refah rejimlerine göre yaklaşık 3,7 puan daha düşüktür. İkinci model tahmin sonucuna göre liberal refah rejimlerinde Gini katsayısı diğerlerine göre yaklaşık 1,1 puan daha yüksektir. Üçüncü modelde muhafazakâr refah rejimlerinde de Gini katsayısı diğerlerine göre yaklaşık 0,35 puan daha yüksektir. Dördüncü model tahmin sonuçlarına göre Güney Avrupa refah rejimlerinde Gini katsayısı diğer rejimlere göre yaklaşık 2,4 puan daha yüksektir. Beşinci model tahmin sonucuna göre muhafazakâr refah rejimlerinde Gini katsayısı liberal refah rejimlerinden yaklaşık 1,4 puan daha düşükken Güney Avrupa refah rejimlerinde Gini katsayısı liberal rejime sahip ülkelere göre yaklaşık 1,8 puan daha yüksektir.

Modellerde Kuznets hipotezini test etmek için kişi başına gelirin logaritması ve karesi regresyonlara dahil edilmiştir. Sonuçlar Kuznets hipotezini desteklememektedir. Kişi başına gelirde artış gelir eşitsizliğini belli bir düzeye kadar azaltmakta daha sonra arttırmaktadır. Sendikalaşma oranı tüm modellerde yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve gelir eşitsizliğini azaltmaktadır. Vasıf değişkeni de beşinci model hariç tüm modellerde yüzde 5 düzeyinde anlamlı bulunmuştur ve vasıf düzeyinde artış gelir eşitsizliğini arttırmaktadır.

Tablo 5: 1970-2015 Dönemi Gelir Eşitsizliği Regresyon Tahmin Sonuçları

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	Gini	Gini	Gini	Gini	Gini
lpcgdp	-97.12***	-84.62***	-85.72***	-86.73***	-100.4***
	(-7.38)	(-6.91)	(-6.49)	(-6.22)	(-7.09)
sqlpcgdp	4.452***	3.757***	3.856***	4.028***	4.720***
	(7.05)	(6.31)	(6.05)	(5.90)	(6.91)
lunion	-2.099***	-2.813***	-2.879***	-2.676***	-1.650***
	(-11.06)	(-11.79)	(-12.93)	(-11.14)	(-7.87)
lskill	0.134*	0.212***	0.364***	0.404***	0.0213
	(2.18)	(3.70)	(7.52)	(8.14)	(0.30)
kof	-0.0294	-0.0159	-0.0557	-0.0518	0.00635
	(-0.91)	(-0.49)	(-1.57)	(-1.36)	(0.24)
sd	-2.362***				-3.668***
	(-11.15)				(-10.83)
lib		1.118***
		(4.69)
muh			0.351*		-1.369***
			(2.44)		(-5.58)
gav				2.420***	1.779***
				(6.97)	(4.15)
_cons	570.0***	515.2***	519.4***	511.5***	572.9***
	(8.26)	(8.08)	(7.55)	(7.14)	(7.76)
N	682	682	682	682	682
R2	0.77	0.74	0.74	0.75	0.79

Tüm modeller anlamlıdır (Prob F < 0.05). Yıl kuklaları birlikte anlamlıdır.

t statistics in parentheses

* p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001

1990-2015 Dönemi

1990-2015 döneminde daha fazla işgücü piyasası verisine ulaşılabilmektedir. Böylelikle işgücü piyasası kurumlarının eşitsizliğe etkisi kontrol edildikten sonra farklı refah rejimlerinin ücret ve gelir eşitsizliğine etkileri araştırılarak daha sağlam sonuçlara ulaşmak hedeflenmiştir.

Ltheilit = α + λXit + Drejim + Dyear + εit (3)

Giniit = α + λXit + Drejim + Dyear + εit (4)

Bu modellerde de bağımlı değişkenler Theil istatistiğinin logaritması ve Gini katsayısıdır. Bağımsız değişkenlere 1970-2015 modelinde yer alan değişkenlere ek olarak toplu iş sözleşmelerinin kapsamı (lbarg), belirsiz süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı (eplr), belirli süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı (eplt), aktif işgücü piyasası programı harcamalarının GDP içerisindeki payı (lmp), kamu sosyal harcamalarının GDP içerisindeki payı (tsh), kendi hesabına ve ücretsiz aile işçisi olarak çalışanların faal nüfusa oranı (vulemp) değişkenleri eklenmiştir. Yeni eklenen tüm veriler OECD Stats verileridir. Sosyal refah rejimlerinin eşitsizlik üzerindeki etkilerini yakalamak üzere sosyal demokrat (sd), liberal (lib), muhafazakâr (muh) ve Güney Avrupa (gav) rejim kuklaları kullanılmıştır.

Yapılan testler sonucunda modellerde hem birim hem de zaman etkisi bulunduğu için her iki modele de yıl kuklaları eklenmiştir. Hausman testine göre modellerde birim etki tesadüfi etkilerdir. Testler sonucunda modelde heteroskedasite, otokorelasyon ve birimler arası korelasyon bulunduğu için Driscoll Kraay tahmincisi kullanılmıştır.

8, 9 ve 10 nolu grafiklerde Theil istatistiği, Gini katsayısı ve sendikalaşma oranının farklı sosyal refah rejimlerine göre nasıl değiştiği görülmektedir. Sosyal demokrat refah rejimleri diğer rejimlerden eşitsizliğin önemli ölçüde düşük olması ve sendikalaşma oranının yüksek olması bakımından ayrışmaktadır. Liberal ve Güney Avrupa rejimlerinde ücret eşitsizliği diğerlerine göre daha yüksekken bu rejimlerde sendikalaşma oranları daha düşüktür.

6 ve 7 nolu grafiklerde sırasıyla ücret ve gelir eşitsizliği ile sendikalaşma oranı arasındaki ilişki görülmektedir. Serpilme diyagramlarına göre sendikalaşma oranı ile hem ücret hem de gelir eşitsizliği negatif yönde güçlü korelasyona sahiptir.

Grafik 6: Ltheil-Lunion Serpilme Diyagramı

*Stata17 ekonometri programında oluşturulmuştur.

Grafik 7: Lgini-Lunion Serpilme Diyagramı

*Stata17 ekonometri programında oluşturulmuştur.

Grafik 8: Sosyal Refah Rejimlerine Göre Theil İstatistiği

Grafik 9: Sosyal Refah Rejimlerine Göre Gini Katsayısı

Grafik 10: Sosyal Refah Rejimlerine Göre Sendikalaşma Oranı

Tablo 6: 1990-2015 Dönemi Ücret Eşitsizliği Regresyon Tahmin Sonuçları

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	ltheil	ltheil	ltheil	ltheil	ltheil
lpcgdp	-0.618	-2.588	0.400	-3.366	-2.177
	(-0.28)	(-1.38)	(0.14)	(-1.59)	(-1.33)
sqlpcgdp	-0.00163	0.0865	-0.0623	0.147	0.0979
	(-0.01)	(0.94)	(-0.46)	(1.40)	(1.15)
lskill	0.153*	0.169*	0.101	0.203*	0.208*
	(2.29)	(2.26)	(1.33)	(2.07)	(2.46)
skillunemp	-0.0723*	-0.0826	-0.0512	-0.102	-0.100*
	(-2.16)	(-2.04)	(-1.29)	(-1.99)	(-2.35)
lvulemp	-0.390**	-0.168	-0.208**	-0.0419	-0.291*
	(-3.42)	(-1.89)	(-3.05)	(-0.54)	(-2.36)
lbarg	-0.0936	0.0178	0.0577	-0.0807	-0.216***
	(-1.95)	(0.30)	(1.28)	(-1.01)	(-4.44)
kof	-0.0295**	-0.0302*	-0.0377***	-0.0331**	-0.0293**
	(-3.51)	(-2.44)	(-4.38)	(-3.19)	(-3.29)
eplr	0.236***	0.107	0.0610	0.0773	0.245**
	(4.60)	(1.44)	(1.35)	(1.87)	(3.52)
eplt	-0.0430*	-0.0303	-0.0707***	-0.0786*	-0.0742
	(-2.32)	(-0.72)	(-4.81)	(-2.69)	(-1.86)
lmp	-0.276**	-0.654***	-0.572***	-0.645***	-0.243**
	(-3.58)	(-10.59)	(-6.68)	(-10.32)	(-3.26)
lunion	0.0715	-0.246***	-0.244***	-0.206***	0.154*
	(0.83)	(-4.12)	(-4.87)	(-4.15)	(2.11)
tsh	-0.0240*	0.0193	-0.00534	0.0281*	-0.0130
	(-2.45)	(1.92)	(-0.58)	(2.24)	(-1.55)
sd	-0.773***				-0.757**
	(-7.48)				(-3.47)
lib		0.187
		(0.83)
muh			0.222***		0.0458
			(5.55)		(0.27)
gav				0.268*	0.378
				(2.61)	(1.64)
_cons	5.661	16.12	2.187	18.05	11.04
	(0.52)	(1.75)	(0.16)	(1.77)	(1.45)
N	299	299	299	299	299
R2	0.83	0.79	0.79	0.84	0.83

Tüm modeller anlamlıdır (Prob F < 0.05). Yıl kuklaları birlikte anlamlıdır.

t statistics in parentheses

* p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001

Tablo 6’da bağımlı değişkenin Theil istatistiğinin logaritması olduğu model tahmin sonuçları görülmektedir. Hem birinci hem de beşinci modelde Sosyal Demokrat refah rejimi kuklası (sd), yüzde 5 düzeyinde anlamlı ve negatif işaretlidir. Birinci model tahminine göre sosyal demokrat refah rejimlerinde ücret eşitsizliği diğer refah rejimlerine göre yaklaşık yüzde 54 daha düşüktür. Beşinci model tahminine göre de sosyal demokrat refah rejimlerinde ücret eşitsizliği liberal refah rejimlerine göre yaklaşık yüzde 53 daha düşüktür. İkinci model tahminine göre liberal refah rejimi kuklası lib yüzde 5 düzeyinde anlamsızdır. Üçüncü modelde muhafazakâr refah rejimi kuklası muh yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve muhafazakâr rejimlerde ücret eşitsizliği diğerlerine göre yaklaşık yüzde 25 daha yüksektir. Dördüncü modelde Güney Avrupa refah rejimi kuklası anlamlıdır ve Güney Avrupa refah rejimlerinde ücret eşitsizliği diğerlerine göre yaklaşık yüzde 31 daha yüksektir. Logaritmik kişi başına gayri safi yurtiçi hasıla ve karesi anlamsız bulunmuştur. Ücret eşitsizliğinde Kuznets hipotezi desteklenmemektedir. Vasıf değişkeni anlamlı ve pozitif işaretlidir. Yüksek öğretim mezunlarının ilköğretim mezunlarına oranı arttıkça ücret eşitsizliği artmaktadır. Vasıf kompozisyonu ile işsizliğin etkileşiminden oluşan skillunemp değişkeni anlamlı ve negatif işaretlidir. Bu sonuçlar Krugman hipotezini desteklemektedir. Bu hipoteze göre, artan eşitsizlik, esnek bir ücret yapısıyla birlikte düşük vasıflı işçilere olan talepteki göreli düşüşle açıklanabilir. Aksine, talepteki göreli düşüşün katı bir ücret yapısıyla birleşimi işsizliği artıracaktır. İşgücü piyasası kurumları literatürle uyumlu olarak ücret eşitsizliğini azaltıcı etkide bulunmaktadır. Kendi hesabına ve ücretsiz aile işçisi olarak çalışanların faal nüfusa oranı (vulemp), aktif işgücü piyasası programı harcamalarının GDP içerisindeki payı (lmp), sendikalaşma oranı (lunion), belirli süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı (eplt) ücret eşitsizliğini azaltırken, belirli süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı (eplr) ücret eşitsizliğini arttırmaktadır. Belirsiz süreli sözleşmelerle çalışan işçiler daha ziyade eğitimli ve ücret skalasının orta üst kısmında yer alan işçiler olduğu için bu sonuç şaşırtıcı değildir. Kamu sosyal harcamalarının GDP içerisindeki payı (tsh) sosyal demokrat rejim kuklasının yer aldığı birinci modelde ücret eşitsizliğini azaltıcı yönde etki ederken Güney Avrupa refah rejim kuklasının yer aldığı dördüncü modelde ücret eşitsizliğini arttırmaktadır. Kof küreselleşme endeksi anlamlı ve negatif işaretli bulunmuştur. Dışa açıklık ücret eşitsizliğini azaltmaktadır. Modellerde açıklayıcı değişkenlerin ücret eşitsizliğindeki değişkenliği açıklama gücü, R2 yüksektir.

Tablo 7: 1990-2015 Dönemi Gelir Eşitsizliği Regresyon Tahmin Sonuçları

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	Gini	Gini	Gini	Gini	Gini
lpcgdp	-54.44**	-57.12***	-63.02***	-71.92***	-68.72***
	(-3.35)	(-3.77)	(-4.00)	(-6.32)	(-5.80)
sqlpcgdp	2.400**	2.530**	2.840***	3.427***	3.280***
	(3.06)	(3.47)	(3.73)	(6.04)	(5.54)
lskill	0.649*	0.654*	0.778*	1.075**	1.068*
	(2.76)	(2.56)	(2.53)	(2.88)	(2.65)
skillunemp	-0.00431	-0.0125	-0.0721	-0.225	-0.217
	(-0.04)	(-0.11)	(-0.51)	(-1.30)	(-1.19)
lvulemp	-1.245	-0.774	-0.523	0.0822	-0.379
	(-1.71)	(-1.17)	(-1.00)	(0.17)	(-0.53)
lbarg	-0.157	-0.0282	-0.156	-0.983**	-1.155***
	(-0.55)	(-0.10)	(-0.49)	(-2.87)	(-3.94)
kof	-0.146**	-0.152**	-0.143**	-0.145**	-0.141**
	(-3.25)	(-3.66)	(-3.50)	(-3.45)	(-3.01)
eplr	0.505	0.252	0.265	0.330	0.578*
	(1.69)	(0.83)	(1.25)	(1.65)	(2.08)
eplt	0.367**	0.340	0.367**	0.155	0.155
	(3.32)	(1.67)	(3.49)	(1.32)	(0.77)
lmp	-2.236***	-2.772***	-2.943***	-2.525***	-1.923**
	(-4.51)	(-5.87)	(-6.44)	(-5.45)	(-3.56)
lunion	-0.741	-1.258***	-1.316***	-0.728**	-0.156
	(-1.85)	(-5.24)	(-6.35)	(-3.39)	(-0.42)
tsh	-0.0880	-0.0224	0.0336	0.0860	0.0135
	(-1.19)	(-0.37)	(0.39)	(1.22)	(0.18)
sd	-1.160*				-1.124
	(-2.11)				(-1.04)
lib		0.00294
		(0.00)
muh			-0.515		0.178
			(-1.81)		(0.25)
gav				2.475***	2.712**
				(5.15)	(3.32)
_cons	357.4***	371.0***	397.6***	427.2***	410.3***
	(4.40)	(4.85)	(5.06)	(7.74)	(7.14)
N	290	290	290	290	290
R2	0.86	0.86	0.86	0.87	0.87

Tüm modeller anlamlıdır (Prob F < 0.05). Yıl kuklaları birlikte anlamlıdır.

t statistics in parentheses

* p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001

Tablo 7’de bağımlı değişkenin Gini katsayısı olduğu model tahmin sonuçları görülmektedir. Birinci modelde Sosyal Demokrat refah rejimi kuklası (sd), yüzde 5 düzeyinde anlamlı ve negatif işaretlidir. Birinci model tahminine göre sosyal demokrat refah rejimlerinde Gini katsayısı diğer refah rejimlerine göre yaklaşık 1,2 puan daha düşüktür. İkinci ve üçüncü model tahminlerinde liberal refah rejimi kuklası (lib) ve muhafazakâr refah rejimi kuklası (muh), yüzde 5 düzeyinde anlamsız bulunmuştur.

Dördüncü modelde Güney Avrupa refah rejimi kuklası yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır ve Güney Avrupa refah rejimlerinde Gini katsayısı diğerlerine göre yaklaşık 2,5 puan daha yüksektir. Beşinci modelde Sosyal Demokrat refah rejimi kuklası (sd) ve muhafazakâr refah rejimi kuklası (muh) yüzde 5 düzeyinde anlamsızken, Güney Avrupa refah rejimlerinde Gini katsayısı liberal rejimlere göre 4,2 puan daha yüksek bulunmuştur. Vasıf değişkeni anlamlı ve pozitif işaretlidir. Yüksek öğretim mezunlarının ilköğretim mezunlarına oranı arttıkça gelir eşitsizliği artmaktadır. Logaritmik kişi başına gayri safi yurtiçi hasıla ve karesi yüzde 5 düzeyinde anlamlıdır. Gelirdeki artış eşitsizliği önce azaltmakta daha sonra arttırmaktadır. Kof küreselleşme endeksi anlamlı ve negatif işaretli bulunmuştur. Dışa açıklık bu ülke grubunda gelir eşitsizliğini azaltmaktadır. İşgücü piyasası kurumları ücret eşitsizliği modelindeki kadar bariz olmasa da gelir eşitsizliğini azaltıcı yönde etki etmektedir. Özellikle aktif işgücü piyasası programı harcamalarının GDP içerisindeki payı (lmp) gelir eşitsizliğini azaltmada etkilidir. Sendikalaşma oranı ve toplu iş sözleşmelerinin kapsamındaki artış da gelir eşitsizliğini azaltıcı etkide bulunmaktadır. Modellerde açıklayıcı değişkenlerin gelir eşitsizliğindeki değişkenliği açıklama gücü, R2 yüksektir.

V. Sonuç

Bu çalışmada ülkelerin sosyal refah rejimlerinin ücret ve gelir eşitsizliğini ne yönde etkilediği sorusu araştırılmıştır. Farklı sosyal refah rejimlerine sahip ülkelerin işgücü piyasası kurumlarının da farklılaşması doğaldır. Örneğin, sosyal demokrat refah rejimlerinde geliri yeniden dağıtıcı kurumlar ağırlıktayken, muhafazakâr rejimlerde istihdama ve çalışanın statüsüne göre değişen işgücü piyasası kurumları yaygındır. Liberal rejimlerde sendikalaşma, toplu pazarlık gibi kurumların ağırlığı çok azken Güney Avrupa rejimlerinde işgücü piyasası kurumlarının genel olarak az gelişmiş ve zayıf olduğu görülmektedir.

Çalışmada, Esping-Andersen (1990) ve Leibfried’in (1993) refah rejimleri sınıflamasından hareketle ülkeler refah rejimlerine göre sınıflandırılmış ve farklı refah rejimleri için kukla değişkenler kullanılarak refah rejimlerinin eşitsizliğe etkileri panel regresyon analizi ile tahmin edilmiştir. Çalışmanın bulguları şu şekilde özetlenebilir:

Sosyal demokrat refah rejimine sahip ülkelerde hem 1970-2015 döneminde hem de 1990-2015 döneminde ücret ve gelir eşitsizliği diğer refah rejimlerine göre çok daha düşüktür. Bu sonuçlar şaşırtıcı değildir çünkü en eşitlikçi ve yeniden dağıtımcı kurumlara sahip refah rejimi sosyal demokrat rejimdir.

1970-2015 döneminde liberal refah rejimlerinde hem ücret hem de gelir eşitsizliği diğerlerine göre anlamlı şekilde yüksek bulunurken 1990-2015 döneminde diğer rejimlere göre eşitsizlikte anlamlı bir fark bulunamamıştır. Bu durum, 1980 sonrası neo-liberal politikaların etkisiyle diğer refah rejimlerinde de eşitsizliğinin artması ile ilgili olabilir.

Hem 1970-2015 döneminde hem de 1990-2015 döneminde muhafazakâr refah rejimlerinde ücret eşitsizliği diğerlerine göre anlamlı şekilde yüksek bulunmuştur. Bu refah rejiminin genel özelliği çalışanlar arası statü farklılıklarını koruyan işgücü programları uygulaması olduğu için ücret eşitsizliğinin yüksek olması beklenen bir sonuçtur.

1970-2015 döneminde Güney Avrupa refah rejimlerinde gelir eşitsizliği hem diğer refah rejimlerine göre hem de liberal rejimlere göre daha yüksek bulunmuştur. Bu dönemde ücret eşitsizliği ile ilgili anlamlı bir fark bulunamamıştır. 1990-2015 döneminde ise hem ücret hem de gelir eşitsizliği diğer tüm rejimlere göre en yüksek olan refah rejimi Güney Avrupa refah rejimidir.

Regresyon sonuçları kişi başına gelirdeki artışın eşitsizliği önce arttırıp daha sonra azaltacağını öngören Kuznets hipotezini desteklememektedir. Ücret eşitsizliği modellerinde kişi başına gelir ve karesi anlamsız bulunurken gelir eşitsizliği modellerinde Kuznets hipotezinin tersi bir sonuca ulaşılmıştır. Gelir eşitsizliği kişi başına gelirdeki artışla birlikte önce azalmakta daha sonra artmaktadır.

İşgücü piyasası kurumlarının eşitsizliğe etkileri daha önceki çalışmalarla uyumlu bulunmuştur. Sendikalaşma oranı, toplu pazarlık kapsamı ve işgücü piyasası programları ücret ve gelir eşitsizliğini azaltmaktadır.

Vasıf değişkeni birçok modelde anlamlı bulunmuştur ve yükseköğretim mezunlarının ilköğretim mezunlarına oranı arttıkça hem ücret hem de gelir eşitsizliği artmaktadır.

Küreselleşmenin eşitsizlik üzerindeki etkisini kontrol etmek amacıyla modellere dahil edilen kof küreselleşme endeksi 1970-2015 döneminde anlamsız bulunurken, 1990-2015 döneminde tüm modellerde anlamlı ve negatif işaretli bulunmuştur. Küreselleşme endeksi hem ücret hem de gelir eşitsizliğini azaltmaktadır. Ancak bu sonuca ihtiyatlı yaklaşmak gerekir. Bu çalışmada sosyal refah rejimleri incelendiği için çalışmaya dahil edilen ülkeler çoğunlukla gelişmiş ülkelerdir. Literatürde küreselleşmenin ücret ve gelir eşitsizliğine etkilerini inceleyen çalışmalarda, küreselleşmenin gelişmiş ülkelerde eşitsizliği azaltıcı etkilerine dikkat çekilirken az gelişmiş ya da gelişmekte olan ülkelerde eşitsizliği arttırıcı etkileri olabildiği ifade edilmektedir.

Sonuç olarak bu çalışmada farklı sosyal refah rejimlerine sahip ülkelerde ücret ve gelir eşitsizliğinin farklılaştığı gösterilmiştir. Vasıf, küreselleşme, emek piyasası kurumları gibi ücret ve gelir eşitsizliğinin diğer belirleyicileri kontrol edildikten sonra ülkelerin sahip olduğu refah rejimlerinin eşitsizlik üzerinde belirleyici olduğu görülmektedir.

Extended Abstract

A welfare state can be defined as a state that provides minimum standards for its citizens in areas such as income, education, health and housing. The concept, which was first used in Bismarck's Germany following the social security reforms, became widespread after World War II. Esping-Andersen's study 'The Three Worlds of Welfare Capitalism’ categorizes welfare regimes into three main models: market-oriented welfare state in liberal democracies, conservative welfare state in Continental Europe, and social-democratic welfare state. Not content with the basic three classifications, researchers have tried to fill the gaps in Esping-Andersen's analysis. A fourth welfare regime model was proposed by Leibfried. Leibfried contributed to Esping-Andersen's classification by defining a different welfare state model in the southern part of the European Union, which he characterized as "Latin Belt Countries". This study uses Esping-Andersen and Leibfried's classification of welfare regimes to investigate whether countries in four different welfare regimes differ in terms of inequality using panel data analysis. Other factors that may affect wage and income inequality such as the level of openness, skill composition, income level and labor market institutions are also included in the analysis. Due to the difficulty in accessing data on labor market institutions, the data for 1970-2015 and 1990-2015 are divided into two periods: 1970-2015 and 1990-2015.

While there were fewer explanatory variables in the 1970-2015 period, the analysis was conducted with a richer data set in the 1990-2015 period. In both periods, the dependent variables are the logarithm of the Theil statistic as a measure of wage inequality and the Gini coefficient as a measure of income inequality. Regime dummies are included in the model to capture the effects of welfare regimes on inequality. In the 1970-2015 period, the independent variables are the logarithm of the unionization rate (lunion), the logarithm of per capita income and its square (lpcgdp and sqlpcgdp), the kof globalization index (kof) and the logarithm of the ratio of university graduates to primary school graduates in the population aged 25 and over (lskill). In the 1990-2015 period, in addition to these variables, the scope of collective bargaining agreements (lbarg), the stringency of employment protection regulations for indefinite-term contracts (eplr), the stringency of employment protection regulations for fixed-term contracts (eplt), the share of active labor market program expenditures in GDP (lmp), the share of public social expenditures in GDP (tsh), and the ratio of self-employed and unpaid family workers to the active population (vulemp) are also included in the model.

The results of the regression analysis using a two-way unobservable random effects model indicate that in countries with a social-democratic welfare regime, wage and income inequality are significantly lower in both the 1970-2015 and 1990-2015 periods compared to other welfare regimes. These results are not surprising because the social-democratic regime features the most egalitarian and redistributive institutions. In 1990-2015 period the welfare regime with the highest wage and income inequality compared to other regimes is the Southern European welfare regime. In both the 1970-2015 period and the 1990-2015 period, wage inequality was significantly higher in conservative welfare regimes compared to others. Since the general characteristic of this welfare regime is the implementation of labor programs based on the protection of status differences among employees, high wage inequality is an expected result.

The regression results do not support the Kuznets hypothesis, which predicts that an increase in per capita income will first increase and then decrease inequality. In the wage inequality models, per capita income and its square are found to be insignificant, while in the income inequality models the opposite result of the Kuznets hypothesis is obtained. Income inequality first decreases and then increases with the increase in per capita income.

Concerning the effects of labor market institutions on inequality, the results are consistent with previous studies. Unionization rate, collective bargaining coverage and labor market programs reduce wage and income inequality. Skill composition is significant across multiple models, indicating that an increasing ratio of university graduates to primary school graduates is associated with higher wage and income inequality. The KOF globalization index, included to assess globalization's impact, is insignificant in the 1970-2015 period but consistently significant and negatively signed in all models for the 1990-2015 period.

As a result, it is observed that wage and income inequality differ in countries with different social welfare regimes. After controlling for other determinants of wage and income inequality such as qualification, globalization and labor market institutions, the welfare regimes of countries are determinant on inequality. While inequality is relatively low in social democratic regimes with redistributive and universalist features, inequality is high in regimes where these mechanisms do not function sufficiently.

Beyan

Çıkar Çatışması Beyanı

Çalışma ve Toplum Dergisi’ne göndermiş olduğum “Refah Rejimleri, Kurumlar ve Eşitsizlik” isimli makalem ile ilgili herhangi bir kurum, kuruluş, kişi ile mali çıkar çatışması yoktur.

KAYNAKÇA

Acemoglu, D., Autor, D. (2011), Skills, Tasks and Technologies: Implications for Employment and Earnings, In Handbook of Labor Economics, Vol. 4, pp. 1043-1171. Elsevier.

Aidt, T., Tzannatos, Z. (2002), Unions and Collective Bargaining: Economic Effects in a Global Environment, Washington, DC: World Bank.

Barro, R. J., Lee, J. W. (2010), A New Data Set of Educational Attainment in the World, 1950-2010, NBER Working Paper No. 15902. National Bureau of Economic Research.

Berg, J. (2015), Labour Market Institutions: the Building Blocks of Just Societies, in Labour Markets, Institutions and Inequality (pp. 1-36), Northampton: Edward Elgar Publishing.

Blau, F. D., Kahn, L. M., (1996), International Differences in Male Wage Inequality: Institutions Versus Market Forces, Journal of Political Economy, 104(4), 791-837.

Blau, F.D., Kahn, L.M. (2003), Understanding International Differences in the Gender Pay Gap, Journal of Labor Economics, 21(1), 106–44.

Buğra, A., Keyder, Ç., (2003), Yeni Yoksulluk ve Türkiye’nin Değişen Refah Rejimi,

BM Kalkınma Programı Proje Raporu.

Butcher, K.F., Rouse, C.E. (2001), Wage Effects of Unions and Industrial Councils in South Africa, Industrial and Labor Relations Review, 54(2), 349–74.

Calderón, C., Chong, A. (2009), Labor Market Institutions and Income Inequality: An Empirical Exploration”, Public Choice, 138, 65-81.

Cazes, S., de Laiglesia, J.R. (2015), Temporary Contracts and Wage Inequality ch. 6, p. 147-181 in, Labour Markets, Institutions and Inequality, Northampton: Edward Elgar Publishing.

Çelik, A. (2014), Avrupa Birliği Sosyal Politikası ve Türkiye, İstanbul: Kitap Yayınevi.

De, S., Singh, M., Subramanian, K. (2011), Income Inequality and Employment Protection Laws: Evidence from OECD countries. In 7th Annual Conference on Economic Growth and Development, ISI Delhi.

Esping-Andersen, G. (1990), The Three Worlds of Welfare Capitalism, UK: Polity Press.

Esping-Andersen, G. (1999), Social Foundations of Post-Industrial Economies, Oxford: Oxford University Press.

Freeman R. B., Katz, L.F. (1996), Introduction and Summary. Differences and Changes in Wages Structure. (1-22), The University of Chicago Press.

Gindling, T. H., Terrell K. (2004), Minimum Wages, Inequality and Globalisation, IZA, DP No. 1160.

Gümüş, İ., (2012), Devlet Müdahalesi ve Piyasalaşma Kıskacında Refah Devleti: Türkiye’de Sosyal Güvenlik Reformu, Marmara Üniversitesi SBE Yayınlanmamış Doktora Tezi.

Gümüş, İ., (2020), Esping-Andersen ve Refah Rejimi Tartışmaları: Teorik Bir Değerlendirme, Ekonomi Maliye İşletme Dergisi, 3(1), pp.101-117.

Hayter, S., (2015), Unions and Collective Bargaining, ch. 4, p. 95-122 in, Labour Markets, Institutions and Inequality, Northampton: Edward Elgar Publishing.

Koeniger, W., Leonardi M., Nunziata, L, (2007), Labor Market Institutions and Wage Inequality, Industrial and Labor Relations Review, 60 (3), 340–356.

Krugman, P. (1994), Past and Prospective Causes of High Unemployment, Economic Review, (Q IV), 23–43.

Leibfried, S., (1993), Towards a European welfare state? In: P Jones, ed. New Perspectives on the Welfare State in Europe, (pp. 135– 156), London: Routledge.

Myles, J., Quadagno, J., (2002), Political Theories of the Welfare State”, Social Service Review, 76(1), 34-57.

OECD Statistics. https://stats.oecd.org/ (Erişim tarihi: 21.04.2023).

Özdemir, S., (2005), Sosyal Gelişim Düzeyleri Farklı Refah Devletlerinin Sınıflandırılması Üzerine bir İnceleme, Journal of Social Policy Conferences (No. 49).

Perugini, C., Pompei, F. (2016). Employment Protection and Wage Inequality within Education Groups in Europe, Journal of Policy Modeling, 38(5), 810-836.

Rossvoll., E.M., Sparrman, V., (2015), Labor Market Institutions and Wage Inequality in the OECD Countries, Discussion Papers 826, Statistics Norway, Research Department.

Schultz, T.P., Mwabu, G. (1998), Labor Unions and the Distribution of Wages and Employment in South Africa, Industrial and Labor Relations Review, 51(4), 680–703.

Sharkh, M. A., Gough, I., (2010), Global Welfare Regimes: A Cluster Analysis,

Global Social Policy, 10(1), 27-58.

Slaughter M. J., (1998), International Trade and Labour-Market Outcomes: Results, Questions and Policy Options, Economic Journal, vol.108, 1452-1462.

Swiss Economic Enstitute KOF Globalisation Index. https://kof.ethz.ch/en/forecasts-and-indicators/indicators/kof-globalisation-index.html (Erişim tarihi: 02.05.2023).

Tatoğlu, F.Y. (2020), Stata Uygulamalı Ekonometri, İstanbul : Beta Yayınları.

University of Texas Inequality Project (UTIP). https://utip.gov.utexas.edu/datasets.html (Erişim tarihi: 24.04.2023).

Visser, J., Checchi, D. (2011)., Inequality and the Labor Market: Unions. The Oxford Handbook of Economic Inequality.

World Bank World Development Indicators (WDI). https://databank.worldbank.org/source/world-development-indicators (Erişim tarihi: 25.04.2023).

Ek1- Değişken Tanımları ve Veri Kaynakları

Değişken	Tanım	Kaynak
İmalat sanayii ücret eşitsizliğinin logaritması (ltheil)	Theil istatistiğinin gruplararası bileşeni	University of Texas Inequality Project (UTIP), United Nations Industrial Development Organization (UNIDO) sanayi istatistiklerine dayalı http://utip.gov.utexas.edu/
Gelir eşitsizliği (gini)	Gini katsayısı	University of Texas Inequality Project (UTIP) http://utip.gov.utexas.edu/
Kişi başına GDP’nin logaritması (lpcgdp)	Kişi başına gelirin logaritması	Dünya Bankası World Development Indicators
Kişi başına GDP’nin logaritmasının karesi (sqlpcgdp)		Dünya Bankası World Development Indicators
Küreselleşme endeksi (kof)	Küreselleşme endeksi	http://globalization.kof.ethz.ch/
Eğitim logaritması (lskill)	25 yaş üzeri nüfusta üniversite mezunlarının ilkokul mezunlarına oranı	Robert J. Barro and Jong-Wha Lee (2010) www.barrolee.com/
Eğitim*işsizlik (skillunemp)	Lskill değişkeni ile işsizliğin etkileşiminden oluşmaktadır	İşsizlik verileri OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Sendikalaşma oranının logaritması (lunion)	Sendikalaşma oranının logartiması	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Toplu pazarlık kapsamının logaritması (lbarg)	Toplu pazarlık kapsamındaki işçilerin oranının logaritması	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Aktif işgücü piyasası programları (lmp)	Aktif işgücü piyasası programı harcamalarının GDP içerisindeki payı	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Kamu sosyal harcamaları (tsh)	Kamu sosyal harcamalarının GDP içerisindeki payı	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Kırılgan istihdam (logaritması) (lvulemp)	Kendi hesabına ve ücretsiz aile işçisi olarak çalışanların faal nüfusa oranı	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Belirsiz süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu düzenlemeler (eplr)	Belirsiz süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
Belirli süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu düzenlemeler (eplt)	Belirli süreli sözleşmeler için istihdamı koruyucu yasal düzenlemelerin katılığı	OECD Statistics web sitesinden elde edilmiştir. https://stats.oecd.org/
sd	Sosyal demokrat refah rejimi kuklası
lib	Liberal refah rejimi kuklası
muh	Muhafazakar refah rejimi kuklası
gav	Güney Avrupa refah rejimi kuklası

Ek2- 1970-2015 Dönemi Ücret Eşitsizliği Modeli İçin Test Sonuçları

Hausman Testi	Chi-kare test istatistiği: 3,59	Prob chi-kare: 0,60 (Rassal etkiler modeli etkindir)
Baltagi-Wu LBI otokorelasyon testi	Test istatistiği: 0,453	2’den küçük olduğu için otokorelasyon vardır.
Levene, Brown ve Forsythe’nin heteroskedasite testi	W0 test istatistiği: 24,11	Prob F<0,05. Heteroskedasite vardır.
D’Agostino, Belanger ve D’Agostino Normallik Testi	Prob chi-kare:0,88 >0,05	Hata terimleri normal dağılmaktadır.

Ek3- 1970-2015 Dönemi Gelir Eşitsizliği Modeli İçin Test Sonuçları

Hausman Testi	Chi-kare test istatistiği: 0,56	Prob chi-kare: 0,98 (Rassal etkiler modeli etkindir)
Baltagi-Wu LBI otokorelasyon testi	Test istatistiği: 0,48	2’den küçük olduğu için otokorelasyon vardır.
Levene, Brown ve Forsythe’nin heteroskedasite testi	W0 test istatistiği: 15,4	Prob F<0,05. Heteroskedasite vardır.
D’Agostino, Belanger ve D’Agostino Normallik Testi	Prob chi-kare:0,28 >0,05	Hata terimleri normal dağılmaktadır.

Ek4- 1990-2015 Dönemi Ücret Eşitsizliği Modeli İçin Test Sonuçları

Hausman Testi	Chi-kare test istatistiği: 1,67	Prob chi-kare: 0,99 (Rassal etkiler modeli etkindir)
Baltagi-Wu LBI otokorelasyon testi	Test istatistiği: 1,26	2’den küçük olduğu için otokorelasyon vardır.
Levene, Brown ve Forsythe’nin heteroskedasite testi	W0 test istatistiği: 4,13	Prob F<0,05. Heteroskedasite vardır.
D’Agostino, Belanger ve D’Agostino Normallik Testi	Prob chi-kare:0,21 >0,05	Hata terimleri normal dağılmaktadır.

Ek5- 1990-2015 Dönemi Gelir Eşitsizliği Modeli İçin Test Sonuçları

Hausman Testi	Chi-kare test istatistiği: 2,05	Prob chi-kare: 0,99 (Rassal etkiler modeli etkindir)
Baltagi-Wu LBI otokorelasyon testi	Test istatistiği: 1,13	2’den küçük olduğu için otokorelasyon vardır.
Levene, Brown ve Forsythe’nin heteroskedasite testi	W0 test istatistiği: 4,25	Prob F<0,05. Heteroskedasite vardır.
D’Agostino, Belanger ve D’Agostino Normallik Testi	Prob chi-kare:0,12 >0,05	Hata terimleri normal dağılmaktadır.