75432 Türkiye Cumhuriyeti Devlet Planlama Teşkilatı ve Dünya Bankası Refah ve Sosyal Politika Analitik Çalışma Programı Çalışma Raporu Sayı: 3 Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği: Varlık Göstergeleri ve Kadınların Altyapı Değişkenleri Kullanılarak Yapılan Bir Değerlendirme Francisco H. G. Ferreira Dünya Bankası Jérémie Gignoux Dünya Bankası Meltem Aran Oxford Üniversitesi ve Dünya Bankası Ankara, Mart 2010 Türkiye Cumhuriyeti Devlet Planlama Teşkilatı ve Dünya Bankası Refah ve Sosyal Politika Analitik Çalışma Programı Çalışma Raporu Sayı: 3 Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği: Varlık Göstergeleri ve Kadınların Altyapı Değişkenleri Kullanılarak Yapılan Bir Değerlendirme Francisco H. G. Ferreira Dünya Bankası Jérémie Gignoux Dünya Bankası Meltem Aran1 Oxford Üniversitesi ve Dünya Bankası Ankara, Mart 2010 Devlet Planlama Teskilatı 1 Deon Filmer, Jesko Hentschel, Peter Lanjouw, David McKenzie ile 22 Ekim 2008 tarihinde Ankara’da gerçekleştirilen DPT-Dünya Bankası Sosyal Politika Çalıştayı’nın katılımcılarına, bu çalışmanın daha önceki versiyonu ile ilgili görüşleri için teşekkür ederiz. Bu çalışmada ifade edilen görüşler yazarların kendi görüşleridir ve Dünya Bankası’na, İcra Direktörlerine ya da temsil ettikleri ülkelere atfedilmemelidir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği iii Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği İçindekiler Özet . ....................................................................................................................................................................... v 1. Giriş ..................................................................................................................................................................... 1 2. Veriler . ................................................................................................................................................................. 2 3. Eşitsizlik Algıları ................................................................................................................................................. 3 4. Zengilik Düzeyiyle İlgili Fırsat Eşitsizliği .......................................................................................................... 4 5. Hanehalkı Zenginlik Düzeyiyle İlgili Fırsat Profilleri ......................................................................................... 9 6. Tüketimde Fırsat Eşitsizliği ................................................................................................................................. 11 7. Sonuçlar ............................................................................................................................................................... 13 Ek . ....................................................................................................................................................................... 15 Kaynakça ................................................................................................................................................................. 17 Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği v Anahtar Kelimeler Fırsat eşitsizliği, varlık göstergeleri, aile altyapısı, Türkiye JEL Kodları D31, D63, J62 Özet Hanehalkı zenginliği göstergesi oluşturmak için varlık mülkiyeti, konut kalitesi ve hizmetlere erişim bilgilerinden yararlanarak, Türkiye’de yetişkin kadınların maruz kaldıkları toplam eşitsizliğin fırsat eşitsizliğinden kaynaklanan payını hesaplıyoruz. Çalışmımızda parametrik ve parametrik olmayan tahmin yöntemleri kullanılmış, bazı örneklem yeniden-tanımlamalarına karşı sağlamlık (robustness) doğrulanmıştır. Türkiye’deki varlık düzeyine (imputed consumption: atanmış tüketim değeri) ilişkin genel eşitsizliğin en az üçte birinin (dörtte birinin) ahlaki açıdan ilişkisiz, önceden belirlenmiş koşullar ile bağlantılı olduğunu bulduk. Bunlar arasında toplam eşitsizlikte en büyük paya sahip olanlar doğum yeri türü (kırsal ya da kentsel alan olması anlamında) ve babanın eğitim durumuyla ilgili koşullardır. Kırsal alanda doğmuş olmak, ebeveynlerin eğitim düzeyleri, evde konuşulan dil ve kardeş sayısı kontrol edildiğinde, doğum yerinin üç ana bölgeye göre sınıflandırılması (batı, orta ve doğu) önemli bir varlık tahmin unsuru olmamaktadır. Kullandığımız fırsat yoksunluğu profili, Türkiye’deki en yoksun grubun üçte ikisinden fazlasının, doğu bölgesindeki kırsal alanlarda doğan ve anneleri örgün eğitim almamış kadınlardan oluştuğunu göstermektedir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 1 1. Giriş altyapısı, doğum yeri vb. gibi koşullar bakımından farklılık gösteren gruplar arasında eşitsizliğin olmadığı 1. Türkiye’deki ekonomik eşitsizlik ilk bakışta çok hipotetik bir durum olarak tanımlamaktadır (Roemer, yüksek görünmemektedir. Aran ve arkadaşlarına (2008) 1998). Herhangi bir çıktıdaki (gelir, eğitim, varlık göre, 2006’da yapılan hanehalkı bütçe araştırmasında düzeyi) eşitsizlik, çıktı ancak söz konusu koşullardan denk yetişkin birey başına düşen tüketim harcaması bağımsız olduğu ölçüde, etik olarak kabul edilebilir.4 için Gini katsayısı 0.31’dir. Bu sonuç, Yunanistan (0.36, tüketim) ve İngiltere (0.34, gelir) ile aynı geniş 5. Türklerin asıl karşı çıktıkları, şans ya da çaba aralıktadır. İsveç (0.25, gelir) gibi Kuzey Avrupa’nın gibi çıktı eşitsizliğinin diğer kaynaklarından ziyade, daha eşitlikçi toplumlarından oldukça yüksek, algılanan yüksek düzeydeki fırsat eşitsizliği gibi komşu İran’dan (0.43, tüketim) ya da Afrika ve Latin görünmektedir. Eşitsizlikle beraber toplumsal katman- Amerika’daki bir çok ülkeden ise çok daha düşüktür.2 lar arası geçişliliğin düşük olduğu durumlarda, insanların eşitsizliğe daha olumsuz yaklaştıkları 2. Ancak, Türkler’in %85’inden fazlası “ülkedeki konusunda elbette bazı bulgular mevcuttur. Alesina, zengin-yoksul makas aralığının azaltılması gerekir� Di Tella ve MacCulloch (2004), ABD’de ve Avrupa’da ifadesine katılmakta ya da kesinlikle katılmakta, yerel eşitsizliğin “mutluluk� üzerine etkisini kar- %92’si ise sözkonusu aralığın azaltılması için Devletin şılaştırıp, elde ettikleri bulguların Bénabou ve Ok’un “etkin bir rol alması� gerektiğini düşünmektedir.3 (2001) “Yukarı Yönlü Hareketlilik İhtimali� (YYHİ) Bir karşılaştırma yapacak olursak, (2000 yılındaki) hipotezini – yani toplumsal katmanlar arası geçişliliğin Dünya Değer Araştırması’nda (WVS) 69 ülkedeki daha yüksek olarak algılandığı toplumlarda eşitsizliğin katılımcıların yalnızca %50’si “Bireysel çabaları teşvik daha az karşı çıkılabilir olduğu tezini – desteklediğini etmesi bakımından daha büyük gelir farklılıklarına ortaya koymuştur. Sözkonusu hareketliliğin kısıtlı ihtiyacımız vardır� ifadesi yerine “ Ülkemde gelirler olduğu toplumlarda, eşitsizlik daha kalıcı görünmekte, daha eşit hale getirilmelidir� ifadesini seçmiştir. dolayısıyla daha fazla mutsuzluğa neden olmaktadır.5 3. Türkler arasında özel olarak bir eşitsizlik kar- Fırsat eşitsizliğinin büyüklüğü, YYHİ hipotezinin şıtlığı mı var? Makul bir düzeyde olmasına rağmen kuşaklararası bir versiyonu ile yakından ilintilidir: Türkiye’de eşitsizlik neden bu derece kötü bir şöhrete insanlar çocuklarının geleceklerinin büyük oranda sahip görünüyor? Aynı araştırmadaki üçüncü bir soruya geçmişten gelen altyapıları tarafından belirlendiğini verilen cevaplar muhtemel bir ipucu sunmaktadır: “ül- düşündükleri ve dolayısıyla kuşaklar arasında çok az kemizde bazı insanların yardıma muhtaç olmalarının hareketlilik olduğunu hissettikleri zaman eşitsizliğe temel sebebi nedir� diye sorulduğunda, %63 “toplum- karşı çıkmaktadır. daki adaletsizlik� cevabını seçmiştir. Türklerin daha 6. Bu makalede, Türkiye’deki ekonomik fırsat çok karşı çıktıkları, bireylerin kendi çabalarının sonu- eşitsizliğinin düzeyi ve doğası araştırılmaktadır. cu olan eşitsizlikten ziyade bireylerin kontrolü altında Roemer (1998), Bourguignon vd. (2007) ve Ferreira olmayan koşullardan kaynaklanan eşitsizlik midir? and Gignoux’ yu (2008) takip ederek, fırsat eşitsizliğini, 4. Ahlak felsefesinde, fırsat eşitsizliğini diğer nüfusu yalnızca ahlaki açıdan ilişkisiz, önceden eşitsizlik kaynaklarından ayrı tutan ve ancak birin- belirlenmiş koşullara göre gruplara ayırarak hesaplanan cisini ahlaki açıdan karşı çıkılabilir bulan bir ge- eşitsizliğin gruplar-arası payı ile ilişkilendiriyoruz. lenek bulunmaktadır (Dworkin, 1981, Arneson, Türkiye örneğinde, bu koşul değişkenleri doğum yeri 1989, Cohen, 1989). Bu literatürün etkili bir kolu (hem kır-kent durumu hem de bölge olarak) ile birlikte “eşit fırsatı�, yalnızca önceden belirlenmiş, dışsal aile altyapısını da (anne ve babanın eğitim durumu, ve ahlaki açıdan ilgisi olmayan, ırk, cinsiyet, aile evde konuşulan dil ve kardeş sayısı) içermektedir. 2 Bu paragrafta diğer ülkeler için belirtilen eşitsizlik ölçümleri, Dünya Bankası’ndan (2005) alınan kişi başı dağılımlar için Gini katsayılarıdır. Ülkeler arasında rakamların hesaplanmasında önemli yöntemsel farklılıklar olduğu için, bu karşılaştırmalar sadece geniş aralıkları göstermektedir. Özellikle Türkiye için verilen rakam, diğer rakamlarda bulunmayan denklik ölçek düzeltmelerini (equivalence scale adjustments) içermektedir. 3 Bu rakamlar, Bölüm 3’te daha ayrıntılı olarak açıklanan, Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması’nda (LITS, Türkiye – 2006) yer alan görüş sorularına verilen cevapları özetlemektedir. 4 Bu fikrin biraz farklı versiyonları, pratikte Avrupa (örneğin Checchi ve Peragine, 2005; Lefranc, Pistolesi ve Trannoy, 2008) ve Latin Amerika’da (örneğin Bourguignon, Ferreira ve Menéndez, 2007; ve Cogneau ve Gignoux, 2009) fırsat eşitsizliğinin ampirik ölçümüne uygulanmıştır. 5 Öncü bir tartışma için ayrıca bkz. Hirschman ve Rothschild (1973) Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 2 7. Diğer bir çok ülkede olduğu gibi, Türkiye’de fırsat üzerindedir. Fırsat profili, fırsat yoksunluğunun eşitsizliğinin ölçümünde kullanılan bu yönteme ilişkin özellikle Doğu illerinin kırsal kesimlerinde ve yabana atılamayacak bir veri sorunu bulunmaktadır: anneleri okumamış kişilerin hane reisi olduğu aileler Ne hanehalkı geliri veya tüketimi üzerine, ne de arasında özellikle belirgin olduğunu göstermektedir. önceden belirlenmiş temel koşullar üzerine tatmin edici bilgi içeren tek bir araştırma yoktur. Özellikle, 10. Bu makale şu şekilde düzenlenmiştir: Bölüm 2, hanehalkı tüketimi ile ilgili güvenilir veriler içeren analizde kullanılan veri kümelerini kısaca tanımla- Hanehalkı Bütçe Araştırması (HBA), çalışma maktadır. Bölüm 3, büyük ölçüde sonraki bölümlere yaşındaki bireylerin aile yapılarıyla ilgili bilgi motivasyon kaynağı olarak, Türkiye’de eşitsizlikle sunmamaktadır. Diğer taraftan, nüfusun geniş bir ilgili kamu algısının kısa bir değerlendirmesini yap- altkümesi için aile altyapısı değişkenleri sunan Türkiye maktadır. Bu tartışma, Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Nüfus ve Sağlık Araştırması (TNSA), gelir ya da Araştırması (LITS, Türkiye-2006)’dan elde edilen ve- tüketimle ilgili yeterince detaylı bilgi içermemektedir. rilere dayanmaktadır (2006). Bölüm 4’de varlık elde etmeyle ilgili fırsatların analizinde kullanılan metod 8. Biz, bu veri kısıtlamalarından kaçınmak için iki ve bu analizin sonuçları açıklanmaktadır. Bölüm 5’te alternatif yaklaşım kullanmaktayız. Öncelikle, (temel- fırsat profilleri kavramı tanıtılıp, Türkiye’nin varlık bileşenlere- dayalı varlık endeksi ve TNSA’da yer alan fırsatı profili sunulmaktadır. Bölüm 6’da tüketimde bilgileri kullanarak oluşturulan hayatı kolaylaştırıcı fırsat eşitsizliği değerlendirmemiz tartışılmaktadır. olanaklara erişimle ölçülen) hanenin varlık düzeyini, Bölüm 7 ise sonuç bölümüdür. ekonomik durumun alternatif bir göstergesi olarak kullanmaktayız. İkinci olarak, her iki araştırmada (HBA ve TNSA) birden yer alan diğer değişkenler ve 2. Veriler tüketim arasındaki korelasyon temelinde HBA’daki tüketim verilerini TNSA tüketim değerlerine 11. Bu makalede, Türkiye’de yakın zamanda çevirerek6, iki temel veri setinden elde edilen bilgileri gerçekleştirilen üç ayrı hanehalkı araştırmasının birleştiriyoruz. Sözkonusu korelasyon yapısındaki verileri kullanılmaktadır. Bölüm 3’te kısaca özetlenen olası hatalardan dolayı TNSA’daki tüketim varyansını eşitsizlik algılarıyla ilgili çalışma, 2006’da yapılan eksik hesaplamamak için, McKenzie (2005) tarafından Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması (LITS) geliştirilen bootstrap tahmin metodunu (bootstrap verilerine dayanmaktadır. Bölüm 4’teki zenginlik prediction method) kullanıyoruz. Tahminlerin küçük düzeyi bakımından fırsat eşitsizliği ölçümü, saha hücre-büyüklüğü ve işlevsel biçim varsayımlarına çalışması 2003 yılında gerçekleştirilen Türkiye duyarlılığını test etmek amacıyla, hem zenginlik hem Nüfus ve Sağlık Araştırması (TNSA) verilerine de tahmin edilen (imputed) tüketim için parametrik dayanmaktadır. Bölüm 5’teki tüketimde fırsat ve parametrik olmayan hesaplama yöntemlerini eşitsizliği tartışması, saha çalışması 2006 yılında kullanıyoruz. gerçekleştirilen Hanehalkı Bütçe Araştırması’nın (HBA) tüketim verileri kullanılarak TNSA tüketim 9. Birleştirilmiş veri setlerimizde gözlemlenmeyen değerlerinin tahmin edilmesine dayanmaktadır. diğer koşul değişkenlerinin dahil edilmesi nüfus bölümlemesini daha da ayrıntılandıracağı için, ortaya 12. Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması (LITS), çıkan ekonomik eşitsizlikte fırsat payı ölçümleri, alt- Avrupa İmar ve Kalkınma Bankası tarafından, sınır değerleridir (Ferreira ve Gignoux, 2008). Ayrıca, Avrupa ve Orta Asya’da komünizm sonrası pazar fırsat profillerini oluşturmak amacıyla, nüfus fırsat ekonomisine geçiş yapan 28 ülkede ve Türkiye’de gruplarına (aynı koşullara sahip birey gruplarına) göre gerçekleştirilmiştir. Veriler, Ağustos ve Ekim 2006 bölümlere ayrılmış ve eşitsizliğin fırsat eşitsizliği ile tarihleri arasında toplanmıştır. Araştırmanın yapıldığı ilgili kısmı hesaplanmıştır. Bu çalışma sonucunda, “alt diğer ülkelerde olduğu gibi, Türkiye’de de ulusal sınır� olarak, Türkiye’de kadınlar arasında gözlem- düzeyde genel nüfusu temsil etme özelliğine sahip lenen varlık düzeyi bakımından eşitsizliğin yaklaşık 1000 haneden oluşan bir örneklem ile mülakat üçte birinin fırsat eşitsizliğine bağlı olduğunu bulduk. gerçekleştirilmiştir. Yaşam standartları, yoksulluk Hanehalkı tüketimi için, aynı oran dörtte birin biraz ve eşitsizlik, devlet kurumlarına güven, piyasa 6 Çevirenin notu: Bu işleme literatürde yerine tahmin ya da impütasyon denilmektedir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 3 ekonomisine ve demokrasiye yaklaşım konularında bir içeren bilgileri toplamıştır. Hanehalkı tüketim harcama- dizi ayrıntılı soruyu cevaplamak üzere her haneden bir ları dağılımının değerlendirilmesiyle ilgili temel araş- yetişkin rastgele seçilmiştir. Sosyo-ekonomik durum tırma olan HBA, bu konuda, Türkiye’deki hanelerin ile ilgili bilgiler de toplanmıştır. Biz, eşitsizlik algıları mevcut yaşam koşullarıyla ilgili en güvenilir tahminle- ve ekonomik hareketlilik ile ilgili bir dizi soru ve bu ri sunan oldukça ayrıntılı bir anket içermektedir. Örne- soruların eğitim durumu, anadil, tüketim harcamaları, ğin, Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması’nda da kentte ya da kırsal bölgede ikamet etmek gibi bireysel (LITS) tüketim harcaması modülü bulunmasına rağ- ve hanehalkıyla ilgili özelliklerle nasıl ilişkilendikleri men, bu modül HBA’dakine göre çok daha az ayrın- üzerine yoğunlaştık. Maalesef, mülakat yapılan kişilerin tılıdır ve çok daha küçük bir örneklemi içermektedir. ikamet ettikleri bölgeler verilerde sunulmamıştır. 13. Türkiye’nin son Nüfus ve Sağlık Araştırması’na (TNSA) ait saha çalışmaları, Aralık 2003 ile Mart 3. Eşitsizlik Algıları 2004 tarihleri arasında Hacettepe Üniversitesi Nüfus Etütleri Enstitüsü tarafından gerçekleştirilmiştir. 16. Yukarıda kısaca açıklanan Geçiş Ekonomilerinde Verilerin elde edildiği 10,836 hanelik örneklem, Yaşam Araştırması (LITS), 2006 yılında Türkiye hem ulusal hem de bölgesel (batı, güney, orta, kuzey nüfusunu temsil eden bir örneklem üyelerine bir dizi ve doğu bölgeleri) düzeylerde genel nüfusu temsil öznel soru sormuştur. Bu sorulardan dördü, Türklerin etme özelliğine sahiptir. Tüm hanehalkı üyeleri için ekonomik eşitsizliğe yaklaşımları konusunda nüfusun temel sosyo-ekonomik karakteristiklerine özellikle bilgilendiricidir. Birinci soruda, insanların ilişkin bilgiler toplanmıştır. Buna ek olarak 15-49 “Bugün ülkemizde zenginler ile yoksullar arasındaki yaş aralığındaki en az bir kez evlilik yapmış tüm uçurumun kapatılması gerekmektedir� ifadesiyle ilgili kadınlar nüfus ve sağlıkla ilgili ayrıntılı bir anketi görüşleri sorulmaktadır. İkincisinde, “Devlet yoksullar cevaplamıştır. Sözkonusu kadınların sayısı 8075’tir. ile zenginler arasındaki uçurumun kapatılmasında rol almalı mıdır?� sorusu sorulmaktadır. Hem tüm 14. Türkiye Nüfus ve Sağlık Araştırması, kazanç ve örneklem için hem de katılımcıların dört farklı tüketim ile ilgili çok sınırlı bilgi içerse de hanehalkının özelliğine göre -bölge türü (kent, kır ya da metropol), sahip olduğu bazı dayanıklı tüketim malları, konut ana dil, eğitim düzeyi ve tüketim harcamaları- koşulları ve hayatı kolaylaştırıcı olanaklara erişim cevapların dağılımı Tablo-1’de sunulmaktadır. hakkında, tıpkı diğer Nüfus ve Sağlık Araştırmaları gibi, yeterli derecede ayrıntılı bilgi sunmaktadır. Bu bilgiler, 17. Sonuçlar, Türklerin yaşadıkları toplumda gözlem- hanehalkı zenginlik düzeyini ölçmek ve hanehalkı ledikleri eşitsizliğe büyük oranda karşı olduklarını zenginliği dağılımını incelenmek için kullanılmıştır. gösteriyor: örneklemin %85.4’ü Türkiye’de yoksullar Nüfus ve Sağlık Araştırması aynı zamanda, en az bir kez ile zenginler arasındaki uçurumun kapatılması ge- evlilik yapmış kadınlar örneklemi için, doğum bölgesi, rektiğine katılıyor veya kesinlikle katılıyor. Bu oran, doğum yerinin türü, anne ve babanın eğitim durumu, LITS anketinin yapıldığı 29 ülke için elde edilen cevaplayanın anadili ve kardeş sayısı gibi bir dizi oranlar arasında en yüksek olanıdır. Diğer ülkelerin koşul değişkenleri hakkında da bilgiler içermektedir.7 ortalaması ise %47’dir. LITS anketinin yapıldığı ül- Makalenin kalan bölümlerinde, önceden belirlenmiş kelerin bazılarında gözlemlenen gelir eşitsizliği sevi- koşullarla ilgili bilgiler, en az bir kez evlilik yapmış yelerinin Türkiye’den daha yüksek olduğu göz önün- kadınlar örneklemi için zenginlik düzeyi bakımından de tutulduğunda (örneğin Rusya’da gelir için Gini fırsat eşitsizliğinin ölçülmesi amacıyla kullanılmıştır. katsayısı 49.6’dır), bu durum daha da fazla önem arz etmektedir.8 15. 2006 Hanehalkı Bütçe Araştırması (HBA), ulusal düzeyde genel nüfusu temsil etme özelliğine sahip 18. Türklerin büyük çoğunluğu yalnızca eşitsizliğin 8.500 hane ve bunların üyeleri hakkında cinsiyet, bölge çok yüksek olduğunu düşünmekle kalmayıp, aynı türü, ebeveynlerin eğitim durumu ve babanın mesleğini zamanda eşitsizliğin azaltılması konusunda devlet 7 Bölge, üç geniş bölge olarak kodlanmıştır: Batı, İç ve Doğu; doğum yeri türü, katılımcının doğduğu yeri köy–belde ya da daha büyük yerleşim birimi olarak tanımlamasına göre kırsal ya da kentsel alan olarak ayrıştırılmıştır; anne-baba eğitimi dört kategoriye ayrılmıştır: eğitimsiz ya da bilinmiyor, ilköğretim, ortaöğretim (lise dahil), yüksek öğretim; ana dil Türkçe ya da başka bir dil olarak ve kardeş sayısı ise “3’ten az, 4 - 5, 6 - 8, ve 9 ya da daha fazla� olarak kodlanmıştır. 8 Kaynak: Dünya Bankası www.worldbank.org/depweb/beyond/wren/wnrbw_05.pdf Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 4 eliyle yapılacak yeniden dağılıma önemli bir rol yolun, çaba ve sıkı çalışmadan (%48.4) ya da zeka ve biçiyor: araştırmaya katılanların %92’si zengin-yoksul beceriden (%27.2) geçtiğini düşünmektedir. Türkler, uçurumunun azaltılmasında devletin “etkin bir rol bir yandan ekonomik başarısızlığı ve yoksunluğu adil oynaması� gerektiğini düşünüyor. Bu konuyla ilgili olmayan bir sistemin ya da şanssızlığın bir sonucu ola- 29 LITS ülkesinden elde edilen oranların ortalaması rak yorumlarken, diğer yandan zenginlerin ‘çoğunluk- %68’dir. Zenginler ve daha eğitimliler arasında, devlet la hak ederek bugünkü konumlarına ulaştıkları’ savını eliyle yeniden dağıtım yapılmasını destekleyenlerin kabul etme eğilimindedirler. Alesina vd.’nin (2004) oranı, tıpkı zengin-yoksul uçurumunun çok büyük yaptıkları Amerika ve Avrupa perspektifleri karşılaş- olduğunu düşünenlerin oranında olduğu gibi, diğer tırması bağlamında düşünürsek – bu karşılaştırmaya toplumsal gruplara göre daha yüksektir (her ne kadar göre birinci perspektif ekonomik durumu büyük oran- her iki oran, etnik azınlıklar arasında da belirgin da kişisel iradeye, ikinci perspektif ise sosyal koşul- bir şekilde yüksek olsa da).9 Daha zengin haneler lara bağlamaktadır– Türklerin tutumu “yukarı yönlü arasında eşitsizliğe karşı olanların (biraz daha) yüksek (zenginliği açıklama anlamında) Amerikan�, ancak olması, ABD’de mutluluk verileri kullanılarak ortaya “aşağı yönlü (fakirliği açıklama anlamında) Avrupalı� çıkarılan örüntüyü hatırlatmaktadır: (Avrupa’nın olarak görünmektedir. aksine) ABD’de eşitsizliğin öznel refah üzerindeki olumsuz etkisi yalnızca daha iyi konumdakiler arasında 21. Tablo-1 ayrıca, ekonomik başarının belirlenmesinde istatistiksel olarak anlamlıdır (Alesina vd., 2004). kişisel çaba ve çok çalışmanın rolüne ilişkin “Amerikan tarzı� iyimserliğin, fiili ekonomik ve eğitimsel başarı ile 19. Eşitsizlikle ilgili son iki LITS sorusu, Türkiye’nin (biraz) düştüğünü göstermektedir: yoksulların %50’si belirgin bir şekilde (ortalama seviyelerde olduğu (ve hiç eğitim almamış olanların %55’i) başarı için açık olan) gelir eşitsizliğine karşı tutum almasının, “çok çalışma�nın gerekliliğine inanırken, zenginlerin arkasında ne olduğunu aydınlatmaya yardımcı sadece %45’i (ve yüksek öğrenim görmüş olanların olabilir. “Bugün ülkenizde muhtaç durumda olan %43’ü) bu inancı paylaşmaktadır. Öte yandan, insanlar bulunmasının temel nedeni nedir?� sorusuna, eğitimsiz olanların sadece %8’i siyasi bağlantıların katılımcıların %63’ü “toplumdaki adaletsizlik� ekonomik başarının temel belirleyenlerinden birisi cevabını vermiştir. “Şans� ve “modern hayatın olduğunu düşünürken, üniversite mezunları arasında zorunlulukları� bireyin kontrolü dışındaki faktörler bu görüşü destekleyenlerin oranı %26’dır.10 olarak değerlendirildiğinde, Türkiye nüfusunun tam dörtte üçü yoksulların içinde yaşadıkları durumdan 22. Ancak, Türkiye’de ekonomik statünün açıklanma- sorumlu tutulmamaları gerektiğini düşünmektedir. sında, önceden belirlenmiş koşullar karşısında “kişisel Katılımcıların yalnızca %24.4’ü yoksulluğu, çaba ve çok çalışmanın� nispi önemi hakkındaki nes- yoksulların kendi “tembelliklerine ve iradesizliklerine� nel kanıtlar nelerdir? Türkiye’de gözlemlenen eşitsiz- bağlamaktadır. liğin ne kadarı fırsat eşitsizliğine ve ne kadarı kişisel 20. Ancak, ilginç bir şekilde, ekonomik çıktıların sorumluluğa ve çabaya bağlıdır? Bu soruya bir sonraki belirlenmesinde koşulların ve (kişisel) çabaların bölümde döneceğiz. nispi etkileri ile ilgili algılar Türkiye’de asimetriktir. İncelediğimiz dördüncü LITS sorusunda “bu ülkede, hayatta başarılı olabilmeyi etkileyen en önemli 4. Zenginlik Düzeyiyle İlgili Fırsat faktörlerin� neler olduğu sorulmaktadır. Örneklemin Eşitsizliği dörtte üçü yoksulluğu, kişinin “tembelliği� ve “iradesizliği� dışındaki faktörlere bağlarken, sadece 23. Fırsat eşitsizliğine “sonuçsal� (consequential) %22.2’si ekonomik başarıyı “siyasi bağlantılarla� ya da yaklaşımlar, fırsat eşitsizliğini, herhangi bir y “suç ve yolsuzluk bağlantılarıyla� ilişkilendirmektedir. çıktısındaki eşitsizliğe katkısı ya da bu eşitsizlikteki %75’in biraz üzerinde bir kesim ise başarıya giden payı açısından ölçmektedir.11 Bu çıktı değişkeninin 9 Etnik azınlıklar, evde Türkçe konuşmayanlardır. 10 Bu özellik, Bénabou and Tirole’un (2006), insanların yaşadıkları dünyanın adil olduğu ve başarı şanslarının bulunduğu yönündeki inançlarını desteklemek amacıyla bilgileri seçici bir şekilde işleme eğiliminde oldukları savıyla tutarlılık göstermektedir. Bu sav, insanların mevcut zorlukları aşmak için cesaretlendirmeye ihtiyaç duydukları zamanlarda özellikle geçerli olabilir. 11 Literatürde fırsat eşitsizliği ampirik ölçümlerinin çoğu bu anlamda “nedenseldir�. Bkz., örneğin Checchi ve Peragine (2005), Lefranc vd. (2008), vs. Ayrıca, (sonuçsal) “avantaj� kavramına atıfta bulunmaksızın bireysel fırsatlara erişimde eşitsizliğin ölçümü için bkz. Barros vd. (2008). Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 5 tüm belirleyenlerinin üç gruba ayrılabileceğini olarak da etkileyebilir. Roemer’in eşit fırsat ta- varsayalım: bireyin kontrolü dışındakiler (koşullar nımı, F (y C )= F (y ) , bu iki kanalın hiçbirinin vektörü, C ile temsil edilir); bireysel kararlar ile işlememesini gerektirir: ister (eğitim kontrol edildi- etkilenebilecek olanlar (belirtilen çabalar, E); sıfır ğinde) doğrudan etnik köken kaynaklı olsun, isterse ortalamalı rassal bir değişken, u, altında gruplandırılan dolaylı olarak etnik gruplar arasındaki eğitim düzeyi tamamen özgül faktörler (şans gibi). Bu durumda, çok farklılıklarından kaynaklı olsun, etnik gruplar arasında genel bir düzeyde aşağıdaki eşitlik yazılabilir: koşullu ücret dağılımlarında hiçbir fark olmamalıdır. y = f (C , E , u ) (1) 27. Ferreira ve Gignoux (2008) tarafından belirtildiği gibi, fırsat eşitsizliğini ölçmek, 24. Tanım gereği, koşullar, bireylerin kontrolü eşitsizliğinin hangi dereceye kadar geçerli olduğunu dışındaki değişkenler oldukları için, ekonomik anlamda dışsal (değişkenler) olarak değerlendirilebilirler. nicelemek/ölçmek anlamına gelmektedir. Eğer eşit Öte yandan, çabalar, koşullar ve ‘v’ kapsamında fırsat idealine, y avantajı (çıktısı) dağılımı ahlaki açıdan gruplandırılan diğer faktörlerden açıkça etkilenebilir. ilişkisiz, önceden belirlenmiş koşulların tamamından Örneğin, bir kişinin eğitim durumu, bireylerin kontrol bağımsız olduğu zaman ulaşılabiliyorsa, belirli bir edebilecekleri bir sonuçtur. Dolayısıyla bir “çaba� toplumda ampirik olarak gözlemlenebilen fırsat değişkenidir. Ancak bu hem (bireyin yetenekleri gibi) eşitsizliğinin derecesi de y ile C arasındaki korelasyonun gözlemlenemeyen faktörlerden hem de (ebeveynlerinin büyüklüğüne bağlı olmalıdır. eğitim durumu gibi) gözlemlenebilen koşullardan etkilenir. Bourguignon vd.’ni (2007) takip ederek, 28. Çoğu ampirik uygulamada, C’nin her bir öğesi formül (1)’i aşağıdaki şekilde yeniden yazabiliriz: ayrık bir değişkendir: ırk (siyah ya da beyaz), cinsiyet (kadın ya da erkek), doğum bölgesi, vs. gibi. Bu y = f[ C , E (C , v ), u] (2) (ayrık) C koşullarının verili bir vektörü için, { y ik }’yi, C i = C ⇔ i ∈ k , k = 1,..., K k k olacak şekilde, 25. Bu formül, koşulların iki farklı yoldan nihai sonuçları nüfusun bölümlenmesi olarak tanımlayalım. Ferreira potansiyel olarak etkilediği görüşünü içermektedir: ve Gignoux (2008), fırsat eşitsizliği için, aşağıdaki (çabalar kontrol edildiğinde) koşulun çıktı üzerindeki denklem ile verilen, basit q : { yik }→ [0,1] eşlemesi ile doğrudan etkisi ve çabalar yoluyla ortaya çıkan dolaylı bulunan, nispi bir ölçüm önermektedir:13 bir etki. Bu çerçevede, Roemer’in (1998) fırsat eşitliği tanımı çok basit olarak şu şeklide ifade edilebilir: bir ({ } ) q y ik = I ({ } ) B y ik (3) toplumda fırsatların eşit dağılımından bahsedebilmek I (F ( y ) ) için, ancak (ve ancak) ele alınan bir çıktı dağılımının 29. Denklem (3) fırsat eşitsizliğinin ölçüsünü, önceden belirlenmiş ve ahlaki açıdan ilişkisiz koşullardan y’deki toplam eşitsizliğin gruplar-arası payı olarak bağımsız olması gerekir: F (y C )= F (y ) , ∀C . Bu da üç tanımlamaktadır. Sözkonusu gruplar, her bir grubun şarta işaret eder: (i) koşulların y çıktısı üzerinde üyelerinin C’nin tüm öğeleri için aynı koşullara sahip hiçbir doğrudan etkisinin olmaması; (ii) çabaların da olacağı şekilde, nüfusun tamamen bölümlemesiyle koşullardan bağımsız olarak dağılması; ve (iii) u rassal elde edilmiştir. Ferreira ve Gignoux (2008), verili teriminin koşullarla bir ilişkisi olmaması.12 bir { y ik } bölümlemesi için q( { ) ’nin, I() ile y ik } 26. Daha açıkça ifade etmek için, ücreti çıktı (y) olarak; gösterilen spesifik (ayrıştırılabilir) eşitsizlik endeksine etnik kökeni koşul (C) olarak; ve eğitimi çaba (E) olarak bağlı olduğunu ve belirli ölçümler için ayrıştırma düşünelim. Örneğin, işgücü piyasasındaki ayrımcılık yoluna da bağlı olabileceğini belirtmektedir. Bu nedeniyle etnik köken (eğitim kontrol edildiğinde) yazarlar ayrıca, örneklem boyutu ile ilgili sınırlamalar ücretleri doğrudan etkileyebilir. Ayrıca, herhangi bir göz önüne alındığında, parametrik hesapların, hiç bir sebeple farklı etnik gruplar eğitime farklı düzeylerde şekilde parametrik olmayan ayrıştırmaya kıyasla bazı erişim sahibiyse, etnik köken ücretleri dolaylı avantajlara sahip olabileceğini de öne sürmektedirler.14 Fırsat eşitsizliği ölçümünde Roemer yaklaşımı hakkında daha ayrıntılı bilgi için bkz. Bourguignon vd. (2007) ve Ferreira ve Gignoux (2008). 12 13 {} )= IB ({ ({ } Aynı yazarlar fırsat eşitsizliğinin mutlak bir ölçüsünü de tanımlıyorlar: q : y ik → ℜ + : q y ik ) y } k i Denklem (3) ile tanımlanan gruplar arası pay, eşitsizliğin nüfus alt gruplarına göre standart olarak ayrıştırılmasına tekabül etmektedir. Bu 14 ayrıştırmada payda olarak bireyler arasındaki toplam eşitsizlik kullanılmaktadır. Elbers vd. (2008) tarafından önerilen alternatif bir ayrıştırmada ise, bölümleme sonucunda ortaya çıkan grupların sayısını ve nispi büyüklüklerini hesaba katmak için, paydada kullanılan referans eşitsizliğinde düzeltme yapılmaktadır. Bu alternatif yaklaşım, belirli bir toplumdaki en göze çarpan ayrışmaları tespit etmek için özellikle uygundur. Sözkonusu yaklaşımı -hem pay hem de paydanın bölümleme tasarımına duyarlı olmasından dolayı- fırsat eşitsizliğinin alt sınır ölçüsü olarak pek tatmin edici bulmasak da, gelecekteki araştırmalar bu yaklaşımın fırsat profilinin açıklanmasındaki kullanımlarını incelemelidir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 6 30. İlgili C koşullarının tamamı gözlemlenmedi- 32. Filmer ve Pritchett’i (2001) takip ederek, zenginlik ğinden, { y ik } bölümlemesi tüm koşullar kümesi ba- endeksimizi, TNSA örneklemindeki hanelerin sahip kımından eksik bir bölümlemedir. Örneğin, veri- olduğu (dayanıklı tüketim mallarını, konut özelliklerini lerimiz, bireyin ebeveynlerinin gittiği okulların ve hizmetlere erişim göstergelerini içeren) x varlıklar ne kadar iyi olduğu ya da kadın nüfusun çocukken vektörünün birinci ana bileşeni olarak tanımladık.16 aldığı bakımın kalitesi bilgilerini içermemektedir. Her bir i hanehalkı için, bu endeks aşağıdaki formülle Bireyin kontrolü dışında olan bu koşullar, bireyin hesaplanmıştır: yaşam boyu zenginliğini ya da refahını etkileyebi- i − xp   xp yi = ∑ a p   (4) lir. Eğer bu koşulları gözlemlemiş olsaydık ve nü-  s  p  p  fusu bu değişkenler tarafından tanımlanan gruplara bölümleyebilseydik, gruplar arası eşitsizlik payı Burada, ∑ p a2 = 1 ’e tabi olarak, y’nin örneklem kesinlikle düşmezdi, hatta artabilirdi. Dolayısıyla, p varyansını en üst seviyeye çıkarmak için, p-boyutlu q( { ), olası tüm koşullarda gerçek gruplar arası pay y ik } a vektörü seçilmiştir. s standart sapmayı, üst çizgi ise için alt sınırdır. Aynı durum, aşağıda daha ayrıntılı ortalamayı göstermektedir. olarak tartıştığımız parametrik hesaplama yaklaşımı için de doğrudur: eğer bir regresyon spesifikasyonu- 33. Tablo 2, x vektörünün her bir öğesini ve bu öğe na ilave koşul değişkenleri eklenmiş olsaydı, R2 ar- için ortalama ve standart sapma değerlerini vererek, tabilir ancak düşmezdi. Türkiye’nin hanehalkı zenginlik endeksinin altında yatan öğeleri açıklamaktadır. Son sütun, TNSA 31. Bu makalede, bu ayrıştırmayı TNSA 2006’da örnekleminde x’in her bir öğesi için puanlama yer alan bilgilere dayanarak oluşturulan hanehalkı faktörünün (a vektörü) standart sapmaya bölünmesiyle zenginlik endeksine uyguluyoruz. Y sonuç değişkeni çıkan sonucu göstermektedir. Standart yoruma göre, a, tercihimizde, aşağıdaki faktörler göz önüne belirli varlıkların (x) mülkiyeti bakımından, örneklem alınmaktadır. Öncelikle, Türkiye’nin Hanehalkı içerisindeki haneler arası maksimum ayrımı ortaya Bütçe Araştırması (HBA), tüketim toplamının koyan ağırlıklar kümesini vermektedir.17 güvenilir bir şekilde hesaplanmasına imkan verse de, günümüz çalışanlarının anne-babalarının 34. McKenzie (2005), eşitsizlik ölçümünde baz almak eğitimi gibi bazı en önemli koşul değişkeni adayları için bu türden bir varlık endeksini, tüketim ve gelire hakkında bilgi içermemektedir. İkinci olarak, tercih etmesinin bazı nedenlerini sıralamaktadır. Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması’ndan Bu nedenlerden biri, varlık mülkiyeti soruları için (LITS) elde edilebilecek tüketim toplamıyla ilgili anımsamadan kaynaklı yanılgının, bazı gelir ya iki önemli sorun kaynağı söz konusudur: tüketim da harcama soruları için olandan daha küçük olma olasılığıdır. Ancak aynı zamanda McKenzie (2005) ölçümleri genel tüketim seviyesi anket sorularından varlık endekslerinin kullanımında iki potansiyel derlenmiştir ve anket nispeten küçük bir örnekleme tehlikeye dikkat çekmektedir: kırpma (truncation) ve sahiptir. Üçüncü olarak, dayanıklı tüketim mallarının kümelenme (clumping) olasılıkları. Kırpma, büyük (buzdolabı, televizyon, araba, bilgisayar, vs. gibi) ölçüde, çok yoksulları onların hemen üstündekilerden mülkiyeti, konut özellikleri (çatı malzemelerinin ya da çok zenginleri onların hemen altındakilerden ve zemin döşemelerinin türü gibi) ve temel kamu ayırabilecek varlıkların gözlemlenmemesinden hizmetlerine (su ve kanalizasyon gibi) erişim ile kaynaklanırken, kümelenme çok az sayıda varlık ilgili TNSA’dan elde edilen bilgilere dayalı olarak kullanımından kaynaklanabilir, ki bu da endeksteki oluşturulan zenginlik endeksleri, hanehalkı refahının yetersiz ayrıştırma gücü sebebiyle dağılımda “yanlış hesaplanmasında ve hedefleme amacıyla hanelerin modlara� yol açar. Şekil 1, Türkiye için varlık sıralanmasında yaygın olarak kullanılmıştır.15 endeksinin histogramını ve çekirdek yoğunluk değeri 15 NSA bilgilerinden elde edilen varlık endekslerine dayalı hanehalkı sıralamalarının -ayrıntılı harcama verileri ile karşılaştırıldığında- sağlamlıklarının (robustness) yakın zamanda yapılan (ve iyimser) bir değerlendirmesi için bkz. Filmer ve Scott (2008). 16 Filmer ve Pritchett (2001) gibi, biz de konut özellikleri ve temel hizmetlere erişim değişkenlerinin her bir kategorisini bağımsız birer kukla değişken olarak aldık. Kanalizasyon hizmetlerine ve su kaynaklarına erişim gibi bazı durumlarda, alternatif kategorilerin ordinal (sıralı) büyüklük oldukları iddia edilebilir ve analizde bu değişkenleri açıkça ordinal değişkenler olarak kullanmak istatistiksel açıdan tercih edilebilir. Bkz. Kolenikov ve Angeles (2009). Bu alternatif uygulamayı ilerki çalışmalara bırakıyoruz. 17 TNSA veri dosyaları, aynı zamanda (4) numaralı eşitlikle de verildiği varsayılan önceden oluşturulmuş bir varlık endeksi içermektedir. Anket dokümanlarında bu endeksin nasıl oluşturulduğuyla ilgili detaylar açıklanmadığı için, en iyi araştırma uygulaması genellikle, bizim de burada yaptığımız gibi, endeksin mevcut verileri kullanarak hesaplanmasıdır. Bizim endeksimiz ile TNSA endeksi arasındaki korelasyon katsayısı 0,94’tür. Bizim endeksimizin çekirdeği önemli ölçüde daha düzlenmiş (smoother) olmakla birlikte, her iki endeksin çekirdek yoğunluk fonksiyonları oldukça benzerdir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 7 grafiğini üst üste bindirerek göstermekte, kırpma ve { } 38. Denklem (5), y ik bölümlemesi kullanılarak, kümelenmenin yokluğunu ortaya koymaktadır. parametrik olmayan bir şekilde hesaplanabilir. Gerekli olan tek şey bölümlemenin her bir hücresinin 35. Y’ye ait dağılımın, fırsat eşitsizliğinin hesaplanması nüfus payı ve ortalama zenginlik endeksi ile tüm için baz alınabileceğine kanaat getirdikten sonra, sorun, örneklem için genel ortalama ve varyanstır. Ancak, denklem (3) yoluyla q y ik ) ’nin hesaplanması için ({ } C koşul vektörünün boyutu ve her bir Cj öğesinin uygun bir eşitsizlik endeksi, yani I(), seçmektir. alabileceği ayrık değerlerin sayısı (#Cj) arttığı zaman, Oluşumu itibariyle y, ortalaması sıfır ve varyansı x’in bölümlemedeki hücre sayısı da geometrik olarak korelasyon matrisindeki en büyük eigen değerine { } artar. Eğer C’nin boyutu J ise, y ik ’deki hücre sayısı J eşit olacak şekilde dağılmıştır. McKenzie’nin (2005) K = � #C j ile bulunur. Doğal olarak, belirli bir belirttiği gibi, bu özellikler, gelir ve tüketim için rutin j =1 olarak kullanılan standart eşitsizlik ölçümlerinin örneklem büyüklüğü için, J ve #Cj arttıkça grup çoğunun, y zenginlik endeksi için uygun olmadığı ortalamaları değerlerinin kesinliği azalacaktır. anlamına gelmektedir. Sıfır ortalama, (genellikle ortalama ile bölünen) nispi eşitsizlik ölçülerinin 39. 10’dan az gözlemi olan hücrelerin sayısı çoğunun, Gini katsayısı ve Genelleştirilmiş önemsiz değilse, denklem (5)’i parametrik Entropi sınıfının tüm üyeleri de dahil olmak üzere, olarak hesaplamak daha faydalı olacaktır. Bu, hesaplanmasını engeller. Negatif değerler, (Theil aşağıdaki gibi denklem (2)’ye işlevsel biçim endeksleri, logaritma varyansı ve diğer pek çoğu gibi) varsayımı uygulanarak gerçekleştirilmektedir: logaritma bazlı ölçümler için sorunludur. (6) 36. Amaçlarımız açısından en basit çözüm, doğrudan ayrıştırılabilir ve aynı zamanda dönüşümden OLS ile aşağıdaki şekilde hesaplanabilen, denklem (6)’ etkilenmeyen varyansa dönmektir.18 Dolayısıyla, nın indirgenmiş biçimi ’dur : zenginlik düzeyiyle ilgili eşitsizliğin fırsat payı için önerdiğimiz ölçüm aşağıdaki formülle bulunur: (7) 40. Denklem (6)’daki işlevsel biçim varsayımları kapsamında, eşitsizliğin fırsat payının parametrik (5) değeri, , basitçe denklem (7)’nin R2’si ile bulunur. Bir kez daha, , koşullar payının Bu formül, olduğu zaman, (3) numaralı muhtemel değerleri kümesi için alt sınır değeridir. eşitliğin özel bir haline dönüşür. Halihazırda hesaba katılmayan C’nin ilave bir öğesi 37. olduğu gözlemlenebilir hale gelirse, denklem (7)’nin R2’si artabilir, ancak düşmez. Denklem (7) koşulların, için, (5) numaralı denkemin standart varyans hem doğrudan hem de herhangi bir çaba değişkeni ayrıştırmasında gruplar arası paya tekabül ettiği açıktır. dolayımıyla etkisini ortaya çıkarmayı amaçlayan Ayrıca, hem grup içi hem de gruplar arası terimlerin indirgenmiş-form regresyonu olduğu için, bu tespit ağırlıkları basit nüfus payları olduğu ve gelir seviyeleri ’yi alt sınır olarak tanımlamak için yeterlidir. ya da paylarını içermediği için, (5) numaralı denklem Foster-Shneyerov’un (2000) belirttiği anlamda 41. Değişkenlerin Roemer’in söz ettiği anlamda bir yoldan- bağımsız bir ayrıştırmayı tariflemektedir.19 “koşul� olabilmeleri için, (i) doğrudan ya da çabalar Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 8 üzerindeki etkileri yoluyla y avantajının muhtemel üçüncü satır ise, bunun parametrik analoğunu, yani belirleyenleri olmaları ve (ii) mutlak suretle bireyin denklem (7)’nin R2’sini, bir başka deyişle aşağıdaki tercihi yoluyla etkilenmemeleri gerekmektedir. denklemi göstermektedir: TNSA’da yer alan bilgiler dikkate alındığında, koşullar vektörümüz, kadının doğum yeri türü, doğduğu bölge, (8) annesinin ve babasının eğitim düzeyi, bildirdiği ana 45. Parametrik olmayan değerler, tutarlı bir şekilde, dil ve doğduğu zaman mevcut olan kardeş sayısı ile parametrik değerlerden daha yüksektir. Bizim kendi ilgili bilgilerden oluşur. Her bir değişken için ayrık varlık endeksimiz için, eşitsizliğin fırsat payının kategoriler ile nüfusun bunlara göre dağılımı Tablo parametrik olmayan değeri tüm örneklem için %35, 3’de gösterilmektedir. 30-49 yaş arası evli kadınlar örneklemi için ise 42. Tablo 4, (7) numaralı zenginlik endeksi regresyo- %37’dir. Parametrik değerler, her bir durumda yaklaşık nununun koşullar için sonuçlarını göstermektedir. Bu dört puan daha düşüktür. Daha önce de tartışıldığı bir indirgenmiş-form regresyonu olduğu için, katsayı- üzere, sonlu bir örneklemin düzgün bölümlenmesi lar nedensel bir şekilde yorumlanmamalıdır. Sözkonu- (fine partition) sayesinde, bu farklılıklar, denklem su katsayılar, bireysel koşul değişkenleri ile hanehalkı- (5)’te hesaplanan hücre ortalamaları civarında nın zenginlik endeksi arasındaki -doğrudan ve dolaylı büyük örneklem varyansları beklentisi ile tutarlılık etkileri birleştiren- kısmi korelasyonları yansıtırlar. göstermektedir. Uygulamamız, gözlemlenen zenginlik Bununla birlikte, bu regresyon yine de bilgilendiricidir. düzeyi bakımından eşitsizliğin bir payı olarak Açıklanan varyansın payı, , %31’dir. Kentte fırsat eşitsizliğinin alt sınır ölçülerini hesaplamayı doğmuş olmak ve ana dilin Türkçe olması ile mütea- amaçladığı için, satır 3’teki parametrik değerleri, kip zenginlik düzeyi arasında önemli bir ilişki vardır. referans sonuç değerleri olarak seçtik. Bu, sadece Aynı durum eğitimli anne-babaya sahip olmak için de yetişkin kadınlar için sağlam olan, %31-%32’lik dar geçerlidir. Ancak Latin Amerika’daki sonuçların aksi- bir aralık vermektedir. ne, gelecekteki zenginliğin tahmininde anneden ziya- de babanın eğitimi daha önemli bir rol oynamaktadır.20 46. Tablo 5’in alt paneli, bölümlemede yer alan ve Çok sayıda kardeşe sahip olmanın zenginlik düzeyinin aşağıdaki gibi tanımlanan, her bir bireysel koşulun (J) düşük olmasıyla ilişkili olduğu saptanmıştır. Belki de kısmi paylarını göstermektedir: en ilginci, diğer koşullar kontrol edildiğinde, doğum (9) bölgesi (üç bölgesel düzeyde) ile gelecekteki zengin- lik düzeyi arasında anlamlı bir ilişki bulunmamıştır. 47. Denklem (9)’u incelersek, herhangi bir bölümleme 43. Türkiye’de kadınlar arasında, hanehalkı için bu kısmi paylar toplamının, denklem (8)’de zenginlik düzeyine dair eşitsizliğin fırsat payı ile verilen gruplar arası eşitsizliğin toplam parametrik ilgili sonuçlarımız Tablo-5’te sunulmuştur. Birinci değerine eşit olduğunu hemen görebiliriz. Bu önemli sütun yaşları 15-49 arasında değişen daha önce toplanabilir ayrıştırma (additive decomposability) evlenmiş kadınların oluşturduğu TNSA örnekleminin özelliğinin (toplamın kısmı değerler toplamına eşit tamamıyla ilgili sonuçları vermektedir. İkinci sütun, olması anlamında) yanısıra, koşula özgü payların tamamen geçici olduğu öne sürülen yaşam-döngüsü bu tanımı aynı zamanda Foster-Shneyerov’un eşitsizliklerinin bir kısımını ortadan kaldırmak için, yoldan-bağımsızlık (path-indipendence) şartını da örneklemi yaş 30-49 arasında değişen daha önce sağlamaktadır. Denklem (5)’te verilen parametrik evlenmiş kadınlarla sınırlamaktadır. Üçüncü sütun, olmayan ayrıştırmanın, oluşumu itibariyle yoldan- 15 numaralı dipnotta tartışılan önceden oluşturulmuş bağımsız olduğunu daha önce belirtmiş olmamıza TNSA zenginlik endeksi için analizi tekrarlamaktadır. rağmen, kısmi payların, sırasıyla düzlenmiş (smoothed) ve standartlaştırılmış dağılımlara dayalı 44. Birinci satır sadece zenginlik endeksindeki parametrik hesaplamaları aynı değildir. Ancak, Ek’te toplam varyansı, , göstermektedir. İkinci satır gösterdiğimiz üzere, denklem (9), kısmi payların, (5) numaralı denklem ile verilen, gruplar arası sırasıyla düzlenmiş (smoothed) ve standartlaştırılmış eşitsizliğin parametrik olmayan değerini gösterirken, dağılımlara tekabül eden, doğrudan ve artık değerleri 20 Her ne kadar bu, Latin Amerika regresyonunun, babanın mesleği ile ilgili bilgileri de içermesinden kaynaklanıyor olabilse de. Bkz. Ferreira ve Gignoux (2008). Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 9 arasındaki basit ortalamasıdır. Dolayısıyla, denklem Roemeryen türüne tekabül eder. Ayrık bir (9), alternatif yollar arasında ortalama almanın yola- bölümleme için ’yi ifade etmenin farklı bağımlılığı ortadan kaldırdığı, Shapley-değeri bazlı bir yolu olan sağlandığında eşit ayrıştırmanın basit bir örneğidir. Bkz. Shorrocks fırsatların oluştuğunu görmüştük. Dolayısıyla, (1999). türler arasında çıktı dağılımlarındaki farklılıklar fırsat eşitsizliğini verir (ya da fırsat eşitsizliğinden 48. Bekleneceği üzere, kısmi paylar Tablo 4’teki kaynaklanır). ilk bulguların bazılarını yansıtmaktadır. Bir Türk kadınının kentte mi yoksa kırsal bölgede mi doğduğu, 51. Bu noktada şunu söyleyebiliriz: her bir tür için sözkonusu kadının bir yetişkin olarak muhtemel koşullu zenginlik dağılımlarının, , grafiklerini hanehalkı zenginliğinin güçlü bir belirleyicisi olarak çizmek, fırsat eşitsizliğini grafik olarak göstermenin görünmektedir. (Alt-sınır) eşitsizliğine ait toplam bilgilendirici bir yoludur. Bölüm 4’te sunulan kardinal fırsat payının üçte birinden fazlası, tek başına bu (sayısal) ölçümler, temel olarak koşullu ortalamalar koşul tarafından açıklanmaktadır. Bunu sırasıyla, arasındaki farklara dayanmaktadır. Tamamlayıcı bir babanın eğitimi ve annenin eğitimi takip etmektedir. egzersiz olarak da tüm dağılımlar arasındaki farklar Ebeveynlerin eğitim düzeyleri birlikte ele alındıkla- görsel olarak incelenebilir. Örneklem boyutuyla ilgili rında ise, toplam payın açıklanmasında hemen hemen kısıtlamalar sebebiyle, ayrıştırmamızda kullanılan kırsallık ile aynı büyüklüğe sahiptir: üçte birinden 768 türün hepsi için yoğunluk ya da dağılım biraz fazlası. Sonrasında ana dil ve kardeş sayısı fonksiyonlarını hesaplamak imkansızdır. Ancak yine gelmektedir. Koşullar ile açıklanan toplam varyans de, nüfus her defasında sadece bir koşula göre gruplara payının yaklaşık %10’una tekabül eden kardeş sayısı ayrıştırıldığında, daha kümelenmiş (aggregated) sonuçları, bu oranın özellikle anne ve babanın eğitimi koşullu dağılımlara bakmak bilgilendirici olacaktır. ile doğum bölgesi kontrol edildikten sonra elde edildiği Koşullu yoğunluk fonksiyonlarının çekirdek ölçümleri düşünüldüğünde önemsiz değildir. biçimindeki sonuçları Şekil 2.20’de sunulmaktadır.21 49. Türkiye’yle ilgili literatürde bölgesel farklılıkların 52. Şekil 2, koşullu zenginlik dağılımlarının sadece önemli bir yeri olmasına rağmen, ülkenin Doğu, Orta ortalamalar bakımından değil, diğer istatiksel ve Batı olarak üç ana bölgeye ayrılması, daha öncede parametreler ve genel şekil itibariyle de sosyal gruplara olduğu gibi, diğer belirleyenler kontrol edildiğinde, göre farklılık sergilediğini göstermektedir. Kırsal zenginlik düzeyiyle ilgili fırsat farklılıklarını açıklama alanlarda (ve Doğuda) doğan kadınların dağılımı, konusunda hiçbir öneme sahip değildir. kentlerde (ve İç ve Batı bölgelerde) doğan kadınların dağılımından belirgin bir şekilde daha geniş bir yayılıma sahiptir. Benzer şekilde, Türkçe konuşmayan 5. Hanehalkı Zenginlik Düzeyiyle hanelerde büyüyenlerin dağılımı da ana dili Türkçe İlgili Fırsat Profilleri olan hanelerde büyüyenlerin dağılımından daha geniş bir yayılım sergilemektedir. Özellikle kentsel/kırsal, 50. Nüfusun, zenginlik düzeyiyle ilgili fırsat bölgesel ve ana dil bölümlemelerinde de önemli eşitsizliğine ait alt sınır ölçüsünün hesaplanması için çarpıklık (skewness) ve basıklık (kurtosis) farklılıkları yukarıda kullanılan (Roemer, 1998 tarafından tür olarak görülmektedir.22 adlandırılan) koşullar bakımından homojen gruplara ayrılması, aynı zamanda fırsatların Türk kadınları 53. Bu koşullu dağılımların genel şekline ve konumuna arasındaki dağılımına daha doğrudan ve ayrıştırılmış baktığımızda, sosyal gruplar arasında başka bazı bir şekilde ışık tutmak için de kullanılabilir. Ferreira ve farklılıklar da açık bir şekilde görülmektedir. Anneleri Gignoux (2008) tarafından da belirtildiği gibi, Bölüm eğitimsiz olan kadınlar ile anneleri ilköğretim 4’te uygulanan nüfus bölümlenmesindeki her bir hücre seviyesinde ya da daha yüksek bir seviyede eğitim ( olacak şekilde), almış kadınlar arasında zenginlik düzeyi açısından Bu gibi koşullu dağılımlar arasında uygulanan stokastik başatlık (stochastic dominance) testi ile eşitsizliğin incelenmesi literatürde kullanılagelmektedir. 21 Bkz Lefrance vd. (2008). Bu alt bölümün tamamında, örneklem, en az bir kez evlilik yapmış olan 30-49 yaş arası kadınların olduğu hanehalkları ile sınırlandırılmıştır. Bunun 22 amacı, ülkenin Doğu bölgesinde kırsal kesimde yaşayan kadınlar arasında daha sık karşılaşılan erken evliliklerden kaynaklanabilecek seçim yanlılığını en aza indirgemektir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 10 büyük farklar vardır (her ne kadar son iki grubun 56. Bu seçeneği incelemek için, Ferreira ve Gignoux dağılımları arasındaki konumsal fark küçük olsa (2008)’yu takip edip, hassas bölümlememizdeki da). Buna karşıt olarak, babanın eğitimine koşullu her bir türü, sözkonusu türün koşullu zenginlik üç dağılım arasında belirgin konumsal farklılıklar dağılımının ortalamasına göre sıralıyoruz. Türler bu bulunmaktadır. Anadili Türkçe olanların dağılımı, şekilde sıralandığında, onları tanımlayan koşullar Türkçe konuşmayan azınlıkların dağılımının oldukça bir fırsat profili oluşturur. Tablo 6, fırsat dağılımının sağında yer almaktadır. Tablo 5’teki sonuçlardan da en alt %10’luk dilimini oluşturan türleri tanımlayan beklenebileceği gibi, kentte doğanlar kırsal alanlarda koşulları listelemektedir. Bir başka deyişle, kümülatif doğanlardan çok daha varlıklıdır. Büyük hanelerde nüfus oranı yüzde 10’a ulaşıncaya kadar, nüfustaki (altı ya da daha fazla çocuklu) büyüyen kadınlar, daha (varlık endeksine göre) en düşük zenginlik ortalama küçük hanelerde büyüyen kadınlardan daha az başarılı seviyelerine sahip her bir türü listelemektedir. Bu olmaktadır. Bu koşula özgü kesitlerin (circumstance- gruptaki insanların tam %66’sının yaşadığı hanelerdeki specific cuts) her birine göre, koşullu dağılımların aynı en az bir kez evlilik yapmış kadın eş şu özelliklere olmadığı açıktır: bireylerin sorumlu tutulamayacağı sahiptir: doğu illerinin kırsal kesimlerinde doğmuştur, önceden belirlenmiş koşullar ile ölçülen sosyal altyapı, annesi eğitimsizdir ve Türkçe dışında bir dil konuşulan Türk kadınlarının her biri için fırsatların dağılımını bir hanede doğmuştur. Bu kadınlar neredeyse her güçlü bir şekilde etkilemektedir. zaman üçten fazla kardeşe ve de ya eğitimsiz ya da ilköğrenim mezunu olan bir babaya sahip olmuştur. 54. En azından kavramsal olarak, böyle bir koşullu dağılımın desteğini, i bireyinin ( ) y çıktısı için 57. Bu, kontrolleri dışındaki gözlemlenebilir birkaç fırsat kümesi olarak ve ’yi fırsat kümesi ile özellikle tanımlanan hayli spesifik bir sosyal grubun ilişkili olasılık dağılımı olarak görmek mantıksız oldukça yoğun bir yoksulluk içinde yaşaması demektir olmayacaktır. Neticede, i’nin koşulları (yani ) ve Türkiye’deki analistlere ve politika yapıcılara, verildiğinde, i’nin ile hesaplanan nihai doğuştan gelen dışsal koşullara dayalı olarak hangi konumunu, sadece kendi tercihleri, çabası ve şansı grupların varlık edinmek konusunda en az fırsata sahip belirleyecektir. Dolayısıyla, ’yi tüm k’lar için olduğunun makul derecede açık bir resmini sunabilir. aldığı değerlere göre anlamlı bir şekilde sıralamak mümkün olsaydı, fırsat kümelerinin, Ferreira ve 58. Tablo 7, TNSA (en az bir kez evlilik yapmış Gignoux’nun (2008) fırsat profili olarak adlandırdığı 30-49 yaş arası kadınların bulunduğu hanelerden türler için sıralamasını elde ederdik. oluşan) örneklemimizde yer alan nüfus üzerinden tanımlanan fırsat profilinin en alt ve en üst onda 55. Şekil 2’de ima edilen ayrıştırma seviyesinde, birlik dilimlerinin özelliklerini karşılaştırmaktadır. stokastik baskınlık (stochastic dominance) ilişkileri Bir başka deyişle tablo, haneler, türlerinin ortalama kullanılarak koşullu dağılımların sağlam (robust) zenginlik seviyelerine göre sıralandığında (Tablo sıralamaları oluşturulmaya çalışılabilir (bkz. Lefranc 6’daki gibi), dağılımın en üst ve en alt onda birlik vd., 2008). Ancak, bu gibi geniş gruplandırmalar, dilimlerinin koşul bileşimini sunmaktadır. Tablo 7’ye spesifik dışlanmışlık alanlarını tespit etmeye çalışan göre, en avantajlı gruptaki kadınların %99’u kentlerde politika yapıcıları için, Bölüm 4’teki nüfusun ve %62’si Batı illerinde doğmuştur. %85’inin üçten hassas bölümlenmesinde yer alan tüm K = 768 az kardeşi vardır ve %98’inin ailelerinde konuşulan hücrelerinden yararlanan daha ayrıntılı bir profilden ana dil Türkçedir. İlginçtir ki, kadınların genel olarak daha az yararlı olacaktır. Veri yetersizliği nedeniyle, düşük eğitim düzeyine sahip olmaları sebebiyle, en bu detaylı profile karşılık gelen koşullu dağılımların avantajlı gruplar arasında bile annenin eğitim seviyesi grafiklerinin çizilememesine ve stokastik başatlık oldukça düşüktür: fırsat bakımından en yüksek onda ilişkilerinin kurulamamasına rağmen, türler yine birlik dilimde yer alan kadınların %70’inin annesi de koşullu dağılımlarının belirli bir anına göre eğitimsizdir ya da yalnızca ilköğrenim mezunudur. sıralanabilir. Bu, baskınlık esaslı bir sıralamadan daha az sağlam (robust) olmakla birlikte, türlerin fırsat 59. Doğrusu en alt fırsat ondalığında yer alanlar ile kümelerine göre tam bir sıralamasının oluşturulması karşıtlık ancak bu kadar keskin olabilirdi: bu gruptaki ve dezavantajlı grupların çok daha keskin bir şekilde kadınların %97’si kırsal alanlarda ve onların da %89’u tanımlanması bakımlarından dengeleyici kazançlar da ülkenin Doğusu’nda doğmuştur. %97’sinin annesi söz konusudur. eğitimsizdir (avantajlı grupta yer alan muadilleri Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 11 arasında bu oran %7’dir) ve %81’inin aynı zamanda nitelikleri ve hizmetlere erişim hakkında bir dizi babası da okuryazar değildir. %91’i Türkçe dışında ortak bilgi toplamıştır. Dolayısıyla HBA, zenginlik bir dilin konuşulduğu hanelerde büyümüştür ve göstergeleri ve nüfus ve diğer kontroller kümesi ile sadece %4’ü (üçten az kardeş bulunan) nispeten ilgili bilgileri kullanarak, ana araştırma olan TNSA’da küçük ailelerden gelmiştir. Açıkça görüldüğü gibi, tüketim değerlerinin tahmin edilebilmesi (impute) Türkiye’deki haneler ait oldukları türlerin ortalama için yardımcı bir araştırma olarak kullanılabilir. zenginlik endekslerine göre sıralandığında, sözkonusu Bu yerine tahmin (imputation) çeşitli yollarla hanelerin zenginleşme fırsatına erişim derecelerinde yapılabilir, ancak bootstrap tahmin metodunun çok keskin farklılıklar ortaya çıkmaktadır. eşitsizlik araştırmaları için en güvenilir sonuçları ortaya koyduğu görülmektedir (McKenzie 2005). Bu prosedür, bir regresyon modeline dayalı doğrudan tahminin, artıkların (residuals) -bootstrap yöntemine 6. Tüketimde Fırsat Eşitsizliği benzer biçimde- tekrarlı olarak çekilmesi (repeated 60. Varlık endeksine göre hesaplanan zenginlik draw) işleminin birleştirilmesinden oluşmaktadır. dağılımı başlı başına önemli olsa da, mevcut Zenginlik göstergeleri X ile kişi başına düşen tüketim ekonomik refah dağılımını anlatan en iyi tanım c arasındaki ilişki, log-doğrusal regresyon modeli olmaktan uzaktır. Diğer sebeplerin yanısıra, varlık kullanılarak (yardımcı HBA araştırmasından alınan) endeksi mali yükümlülüklerle ilgili bilgileri içermez, örneklem ’da hesaplanmıştır: dolayısıyla net zenginlikten ziyade brüt zenginlik (10) için iyi bir göstergedir. Tüketim giderleri dağılımı refahın dağılımı konusunda daha iyi bir rehberdir; 62. Burada, demografik kontrollerdir. Denklem bu sebeple Türkiye’de ekonomik fırsatlar konusunda (10)’un hesaplanması, ve model katsayılarının alternatif bir bakış açısı sunmaktadır. Fakat iyi bir yanısıra, hesaplanan artıklarını da verir. tüketim ölçümü içeren Hanehalkı Bütçe Araştırması Gözlemlenen eşitsizlik seviyelerinin yeniden üretimi (HBA), giriş bölümünde de değinildiği gibi birtakım için (temel NSA araştırmasından alınan) örneklem önemli koşul değişkenleri hakkında bilgi vermez. Bu ’deki kişi başına düşen tüketim tahmini, kişi başına son bölümde TNSA araştırmasının koşul bilgileri ile düşen tüketimin doğrusal tahmini ile artık HBA araştırması tüketim bilgilerini birleştiren basit (residual) tahmininin toplanmasıyla elde edilmiştir. bir istatistiksel prosedür izlenmektedir. Son olarak, bu (Büyük ölçüde doğrusal tahmine dayanan geleneksel iki araştırma arasındaki bağlantı büyük oranda varlık doğrudan tahmin, gerçek eşitsizliği olduğundan endeksinin öğeleri (ve birkaç ek eşdeğişken faktörü daha az gösterebilir). Tahmin edilen artık , ana (covariate) ile) sağlandığı için sözkonusu çalışma araştırmanın örneklemi için, denklem (10)’un Türkiye’de varlıklar hakkındaki bilgiyi kullanarak yardımcı örneklem ’ya uyarlandığında elde edilen fırsat eşitsizliğinin ölçümünde alternatif bir yol olarak artıkların ampirik dağılımından çekilir. McKenzie’yi değerlendirilebilir. Buradaki yaklaşım bootstrap (2005) takiben, bu prosedür benzer varlık düzeyindeki tahmin metodunu kullanarak, HBA verileri kullanılarak haneler için artıkların dağılımından ’nin çekilmesiyle TNSA’da tüketim değerlerinin tahmin edilmesinde heteroskedastisiteyi mümkün kılar.24 Bu işlem altı (imputation) McKenzie’yi (2005) izlemektedir.23 adımda gerçekleştirilir: 61. Bu bölümde, tüketim dağılımı c ile koşullar (1) Denklem (10)’daki regresyon, ortak varlık vektörü C arasındaki ilişki üzerinde durulmuştur. göstergeleri kümesinin kullanımıyla gerçekleştirlir ve TNSA koşullar hakkındaki bilgileri içerirken tüketimle bu sayede parametreleri ile artıkları elde edilir. ilgili kapsamlı bilgi vermemektedir. HBA ise tüketimle ilgili detaylı bilgi sunmaktadır. Bununla birlikte, her (2) HNA araştırmasının örneklemi, her iki iki araştırma da dayanıklı malların mülkiyeti, konut araştırmada ortak olan zenginlik göstergeleri kümesi 23 Bu yaklaşım, Elbers, Lanjouw ve Lanjouw (2003) tarafından önerilen tüketimde yerine tahmin (imputation) işlemlerinin sadeleştirilmiş bir versiyonudur 24 Heteroskedastisite, log tüketimi ln(c) ile zenginlik varlıkları X arasındaki doğrusal olmayan ilişkiden ve aynı zamanda, bu ilişkide zengin haneler için var olan (yoksul ve orta dereceli hanelere göre daha yüksek) ‘gürültüden’ de (noise, ya da açıklanamayan varyans) kaynaklanabilir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 12 için y ilk temel bileşeni (varlık endeksi) dağılımları anlamında yoldan-bağımsız bir ayrıştırmaya izin ondalık dilimlerine göre, G = 10 gruba bölünür.25 verir.26 Bu endeks kullanılarak, tüketim eşitsizliği Tahmin edilen artıkların farklı dağılımları 10 grubun fırsat payı ölçümümüz aşağıdaki formül ile bulunur: her biri için tespit edilir. (3) Yardımcı örneklemi bölmek için kullanılan y (12) ondalık dilimlerinin aynıları kullanılarak TNSA araştırmasının örneklemi de aynı şekilde 10 gruba Bölüm 4’te olduğu gibi, bu payı hem parametrik bölünür. olmayan şekilde (denklem 12’yi kullanarak) hem de parametrik olarak hesaplayabiliriz. Parametrik (4) ’deki g grubunda bulunan her bir hane i için, hesaplama, koşullar ile kişi başına düşen tüketim ’deki g grubunda bulunan hanelere ilişkin artıkların arasında log-doğrusal bir tanımlama kullanmaktadır: ampirik dağılımından bir artık çekilir. Kişi başına düşen tüketimin tahmini değeri şu yolla bulunur: (13) (11) 64. Bu fonksiyonel biçim varsayımlarında, parametrik olarak standartlaştırılan dağılım, (5) Fırsat eşitsizliği ölçümleri kişi başına düşen formülü ile hesaplanır. ’nin parametrik tüketimin tahmini dağılımı kullanılarak hesaplanır. alternatifi ise aşağıdaki denklem ile bulunur:27 (6) Bootstrap prensibi izlenenerek (4). ve (5). adımlar -R tekrarlanan artık çekimlerinden elde (14) edilen dağılımların sayısını göstermek üzere- R kez tekrarlanır. Fırsat eşitsizliği ölçümleri de her bir tekrar için elde edilen ölçümlerin ortalaması ile hesaplanır. 65. TNSA ve HBA’da ortak olan zenginlik göstergeleri Bu analizde tekrarlama sayısı R=20’dir. Bu tekrarlama kümesi, dayanıklı malların mülkiyeti konusunda 14, işlemi bootstrap örneklem hatasının ortalamasının konut nitelikleri ve hizmetlere erişim konularında alınmasına olanak tanır. ise 4 değişken içermektedir. Ayrıca tarım arazisi mülkiyetini gösteren bir değişken ve nüfus kontrol- 63. Tüketim eşitsizliğinin fırsat payı, zenginlik lerini gösteren 9 değişken kullanılmaktadır. Tablo eşitsizliği için kullanılan (3) numaralı denklemin 8 bu iki örneklemdeki değişkenler için betimleyici aynısı kullanılarak edilebilir. Ancak ’yi he- istatistikler sunmaktadır. Mal varlıkları için yapılan saplamak için uygun eşitsizlik endeksi, I(), seçimi toplam tüketimin (HBA verileri kullanılarak elde farklılık gösterebilir. Genelleştirimiş entropi sınıfının edilmişlerdir) regresyonuna ait sonuçlar Tablo 9’da (GE) öğelerinin hesaplanabilmesi için yerine tahmin gösterilmiştir. Varlık mülkiyeti ile tüketim arasındaki edilmiş (imputed) ci tüketimi sadece pozitif değerler ilişki muhtemelen doğrusal olmayacağından, log alır. Bu durumda bunların varyansa göre temel avantajı doğrusal bir tanımlama kullanılmıştır. Regresyon şudur: yerine tahmin edilen (imputed) tüketime ait için R-kare değeri 0.53’tür. Varlık değişkenlerinin dağılımların, oluşumları itibariyle, ortalamaları sıfır katsayı değerleri istatiksel olarak oldukça anlamlıdır değildir. Böylece ortalama-ya da ölçek-bağımsızlığı ve beklenen işaretlere sahiptir: tüketimle dayanıklı bir kez daha I() için arzu edilen bir özellik olur. Ayrıca mal mülkiyeti arasında, tıpkı tüketimle şebeke tüm GE endeksleri, koşul grupları arası eşitsizliğin suyuna erişim, hanedeki oda sayısı ve arazi mülkiyeti tespiti için gerekli olan toplanabilir ayrıştırma arasında olduğu gibi, pozitif bir korelasyon vardır. özelliğini de (toplamın kısmı değerler toplamına eşit Demografik kontrollere gelince, tüketim hanehalkı olması anlamında) karşılar. Ancak, ayrıştırmadaki büyüklüğüyle pozitif, çocuk sayısıyla negatif gelir ağırlıkları nedeniyle, bu sınıf içerisinde yal- korelasyon göstermektedir. Tüketimle hane reisinin nızca ortalama logaritmik sapma, Foster-Shneyerov yaşı arasında ters U şeklinde, tüketimle eğitim arasında Yeterince yüksek bir derecede heteroskedastisiteye olanak sağlamak ve grup büyüklüklerini bir kaç yüz gözlemlik düzeyde tutabilmek için örneklemi 25 10 gruba ayırdık. Bu konuyla ilgili tartışmalar için bkz. Foster ve Shneyerov (2000), Ferreira ve Gignoux (2008). 26 Parametrik olarak düzlenmiş (smoothed) bir dağılım da hesaplanabilir. 27 Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 13 ise dışbükey pozitif bir ilişki görülmektedir. Diğer 69. Tablo 11 iki örneklem için tüketim eşitsizliğindeki birçok ülkede olduğu gibi, hane reisinin cinsiyetiyle fırsat paylarını göstermektedir: 15-49 yaş aralığındaki ilgili katsayı istatiksel olarak anlamsızdır (ki bunun en az bir kez evlilik yapmış kadınlar ve 30-49 yaş genellikle reislik durumunun içselliğini (endogeneity) aralığındaki en az bir kez evlilik yapmış kadınlar. İki yansıttığı düşünülür). Ayrıca, tüketim oranları örneklemdeki (ortalama log sapmasıyla hesaplanan) kentlerde oldukça yüksektir. kişi başına düşen tüketimdeki eşitsizliğin genel seviyeleri 0.35 ve 0.36 olarak hesaplanmıştır. 66. Benzer varlık düzeylerine sahip G=10 gruplarını İkinci ve üçüncü satırlarda verilen parametrik ve tanımlamak için, varlık göstergeleri kümesinin ilk parametrik olmayan toplam fırsat eşitsizliği payı temel bileşeni, HBA ve TNSA araştırmalarındaki değerleri göstermektedir ki tüketimde eşitsizliğin örneklemler kullanılarak hesaplanmaktadır. Yardımcı fırsat paylarındaki alt sınır değerleri, daha geniş HBA örneklemindeki zenginlik düzeyi göstergesinin örneklem (15-49 yaş aralığı) için %25 ile %29 ondalık dilimleri, TNSA ana örneklemindeki grupların tanımlanmasında kullanılmaktadır. arasında değişirken (yaşam süresi değişkenlikleri bu örneklem için değerleri aşağı çekebilecek bir 67. Daha sonra, kişi başına düşen tüketim, Tablo 8’de yanlılık oluşturabilir); 30-49 yaş arasındaki kadınlar gösterilen ve model katsayıları ve çekilen artıklar örneklemi için %27 ile % 32 arasındadır. Bu sonuçlara kullanılarak tahmin edilmiştir (imputed). Tablo 8’deki göre tüketim eşitsizliğindeki fırsat payları, zenginlik betimleyici istatistikler yerine tahminde (imputation) eşitsizliğindeki fırsat paylarından %5 daha düşüktür. kullanılan regresör kümesinin iki örneklemde de benzer dağılımlara sahip olduğuna işaret etmektedir.28 70. Daha sonraki satırlarda her bir koşul değişkeni Şekil 3, yardımcı HBA örnekleminde gözlenen ve için hesaplanan eşitsizlik kısmi payları verilmiştir. TNSA’da yerine tahmin edilen (imputed) toplam hane Zenginlik örneğinde olduğu gibi, kentsel ya da halkı tüketimi dağılımlarının çekirdek yoğunluğu kırsal alanda doğmuş olma ve ebeveynlerin eğitim değerlerini göstermektedir.29 İki dağılımın grafikleri düzeyi, %9-%11 arası değerler ile tüketimde fırsat birbirine oldukça benzerdir. Ayrıca HBA’daki gerçek eşitsizliğinde en büyük paylara sahip koşullardır. tüketim ile TNSA’daki tahmin edilen tüketim için Anadil ve kardeş sayısı da yaklaşık %5’lik bir değer eşitsizlik seviyeleri birbirine yakındır: 30-49 yaş ile tüketim eşitsizliğinde önemli bir pay sahibidir. Bu aralığındaki kadınlar örnekleminde E (0) değerleri sonuçlar, zenginlik için elde edilen sonuçlara oldukça sırasıyla 0.337 ve 0.360’tır. yakındır. 68. 20 çekimden her biri için, fırsat eşitsizliğinin parametrik ve parametrik olmayan endeksleri hesaplanmıştır. Bu hesaplamalar 15-49 ve 30-40 yaş 7. Sonuçlar aralıklarındaki en az bir kez evlilik yapmış kadınlar örneklemlerinin her biri için yapılmıştır. Tablo 71. Başlangıç koşullarına dair dışsal farklılıklardan 10, zenginlik düzeyiyle ilgili fırsatların analizinde kaynaklanan eşitsizlik, bireylerin nispi çaba ya da kullanılan koşul değişkenlerinin aynıları için, kişi sorumluluk düzeylerinden ya da yaptıkları seçimlerden başına düşen yerin tahmin edilmiş (imputed) tüketimin kaynaklanan eşitsizliğe göre daha kabul edilemez regresyon değerlerini göstermektedir. Bu regresyon bulunabilir. Hem parametrik olmayan teknikleri hem için R-kare değeri 0.26’dır. Koşul değişkenleri de regresyon-bazlı teknikleri kullanan bu makale, katsayılarının her biri istatiksel olarak anlamlı olup Türkiye’de kadınların maruz kaldığı genel ekonomik beklenen işarete sahiptir: kişi başına düşen tüketim, eşitsizliğin sözkonusu dışsal koşullardan kaynaklanan kentte doğan, Batı ve Orta bölgelerde yaşayan, anadili payı için bir alt sınır değeri bulmaya çalışmıştır. Türkçe olan bireylerde daha yüksektir. Ebeveynlerin Roemer (1998) ve Bourguignon vd.’yi takiben, (2007) eğitim seviyelerinin artması kişi başına düşen tüketimi bu pay Türkiye’deki ekonomik fırsat eşitsizliğinin bir artırırken, kardeş sayısının artması azaltır. ölçüsü olarak yorumlanmıştır. İki anketteki kentsel alan ve şebeke suyuna erişim tanımlarının farklı olması sebebiyle sadece kentsel alanda ikamet payı için anlamlı farklar 28 bulunmuştur. HBA’da kentsel alan tanımı için eşik 20.000 kişi iken, TNSA da 15.000 kişidir. Şebeke suyuna erişimle ilgili TNSA’da daha sınırlayıcı bir tanım kullanılmıştır. Şekilde gösterilen TNSA’daki yerine tahmin edilmiş (imputed) tüketim dağılımı, R=20 çekilişin ilkine karşılık gelir. 29 Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 14 72. Buradaki alt sınır hesabı, bireysel seçimlerden geniş coğrafi bölgede (Doğu, Orta ya da Batı) doğduğu tamamen bağımsız olduklarını rahatlıkla söyleyebi- neredeyse hiçbir değişkenliğe neden olmamaktadır. leceğimiz (gözlemlenen) bir dizi kişisel niteliklere Zenginlik dağılımları (aynı zamanda tüketim ve eğitim dayanmaktadır: doğum yeri ve bölgesi, ebeveynlerin düzeyleri de) bu bölgelere göre büyük değişkenlik eğitim düzeyleri, anadili ve kişinin beraber büyüdüğü gösterdiğine göre, bu değişkenlik bölgelerin özgül kardeş sayısı. Tam da bu koşullar dizisi eksik oldu- etkilerinden ziyade, sözkonusu üç bölgedeki nüfus ğu (yani bütün koşulları içermediği) için hesapladığı- kompozisyonlarının diğer koşullar bakımından mız eşitsizlik payları alt sınır olarak yorumlanmalıdır. farklılık göstermelerinden kaynaklanıyor olmalıdır. Fakat Türkiye’de, böylesine kısıtlı bir koşullar dizisi için bile, hem bu değişkenler hem de tüketim giderleri 76. Bileşik varlık endeksinin varyans analizine daya- hakkında güvenilir bilgi içeren tek bir hane araştırma- nan tüm bu bulgular, HBA hanehalkı tüketim düzeyle- sı veri seti bulunmamaktadır. Sonuç olarak, bu çalış- ri verilerini kullanarak TNSA’daki tüketim verilerini mada, hanehalkı zenginlik düzeyi ölçüsü olarak sıkça tahmin ettiğimiz (impute) alternatif ampirik stratejiye kullanılan bir bileşik (composite) varlık göstergesi dayanıklıdır (robust). Yerine tahmin edilen (imputed) oluşturmak için, hanehalkı varlık mülkiyeti, konut ni- tüketim değerleri için eşitsizliğin genel fırsat payları telikleri ve hayatı kolaylaştırıcı hizmetlere erişim ko- biraz düşük olsa da –ortalama log sapmasının %25 - nularında bilgiler kullanılmıştır. %26’sı- koşulların kısmi sıralaması aynıdır: kentsel ya da kırsal bölgede doğmuş olma, babanın eğitim dü- 73. Bileşik varlık endeksinin istatistiki özellikleri zeyi, annenin eğitim düzeyi, anadil, kardeş sayısı ve göz önüne alındığında, eşitsizlikte fırsat payının he- doğum bölgesi. saplanması için yoldan-bağımsız varyans ayrıştırması kullanılmıştır. Bu payın Türkiye örneğindeki para- 77. Tüketim-bazlı analiz, sonuçların niteliksel sağ- metrik olmayan standart hesaplamaları tüm örneklem lamlığına (robustness) dair bir fikir sunmanın yanısıra, için %35’tir. Yaşam süresinden kaynaklanan birtakım sınırlı bir dereceye kadar uluslararası karşılaştırılabi- değişkenlikleri dışarda bırakmak için daha sınırlı bir lirliği de mümkün kılmaktadır. Ferreira ve Gignoux yaş aralığına odaklandığımızda ise bu değer %37’dir. (2008) tarafından beş Latin Amerika ülkesi için hesap- Gözlemlenen koşullar üzerindeki zenginlik endeksi- lanan tüketim eşitsizliğindeki fırsat paylarının alt sınır nin azaltılmış biçimli regresyonunun R2’sine dayalı parametrik değerlerini kullanarak Türkiye sonuçlarını olarak hesaplanan değerler sırasıyla %31 ve %32’dir. belirli bir bağlama oturtabiliriz. Ortalama logaritmik Parametrik olmayan hesaplamalar, keyfi fonksiyonel sapma için toplam paylar, Kolombiya için %24, Ek- formlar gerektirmemeleri açısından avantajlı olsa da, vador için %32, Peru için % 34, Panama için %39 ve koşullara bağlı ortalamaların hesaplanmasındaki (hüc- Guatemala için %50’dir. Yöntemsel farklılıklar göz re büyüklüğü azaldıkça ortaya çıkan) belirsizlikten önünde bulundurularak, Türkiye ve bu ülkeler arasın- kaynaklanabilecek yukarı doğru yanlılık dezavandajı- daki benzerliklerin yorumlanmasında ve vurgulanma- na sahiptir. Parametrik hesaplamalarızı, Türkiye’deki sında aşırıya kaçılmamalıdır. Önemli bir fark, Türkiye fırsat eşitsizliğindeki alt sınır payının ihtiyatlı ölçüm- örneği sonuçlarının gözlemlenen değil, yerine tahmin leri olarak değerlendiriyoruz. edilen (imputed) tüketime dayanmasıdır. Bunun yanı- 74. Parametrik ölçümlerin bir diğer avantajı da, her bir sıra Latin Amerika araştırması bir koşul olarak baba- bireysel koşul değişkeniyle ilgili kısmi paylara, topla- nın mesleğini içerirken, kardeş sayısını içermemekte- nabilir olarak ayrıştırılabilmesidir. Bu paylar, kadının dir. Yine de kabaca göreli konumlarını karşılaştırırsak, doğum yeri türünün (kentsel ya da kırsal) Türkiye’de Türkiye’de Latin Amerika’daki Guatemala ve Panama fırsat eşitsizliğindeki en büyük kısmi payın–toplam gibi ülkelerde olduğu kadar fırsat-eşitsizliği olmadığı fırsat payının üçte biri- kaynağı olduğunu göstermek- açıktır. Latin Amerika’da fırsat eşitsizliği tayfında en tedir. Kırsal statüyü, önem sırasına göre babanın eği- alt sıralara denk düşen Türkiye için Kolombiya karşı- tim durumu, annenin eğitim durumu, anadil ve kardeş laştırma yapılabilecek iyi bir örnektir. sayısı izlemektedir. 78. Makalede ayrıca, homojen-koşullu hane türle- 75. İlginçtir ki, yukarıda bahsedilen koşul karak- ri, ortalama zenginlik düzeylerine göre sıralanarak teristikleri kontrol edildiğinde, kadınların hangi Türkiye’nin fırsat profili incelenmiştir. Haneler bu Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 15 şekilde sıralandığında dağılımın en alt %10’luk ke- 79. Ahlaki açıdan ilişkisiz ve önceden belirlenmiş ni- siminin %97’si kırsal kesimde, %88’i ise Doğu’da teliklerle tanımlanan ekonomik fırsatlar bakımından doğmuştur. Bunlardan %91’i Türkçe konuşmayan gruplar arasında görülen bu keskin farklar, Türkle- hanelerden gelmektedir ve %97’sinin annesi eğitim rin, (tüketim eşitsizliği dünya sıralamasında ortalarda almamıştır. Fırsattan mahrum kalan bu ondalık dilim- oldukları hâlde) neden göreli olarak eşitsizlik karşıtı deki 30-49 yaş arası kadınların %66’sı aşağıdaki özel- olduklarını kısmen de olsa açıklamaktadır. Belki de liklere sahiptirler: Doğu bölgesinin kırsal bir alanında, daha önemlisi, önceden belirlenmiş koşullar temelinde annenin okuma yazma bilmediği ve Türkçe konuşul- oluşturulan sosyal grupların fırsat profili, Türk politika mayan bir hanede doğmuşlardır. Fırsat dağılımın en yapıcılarına, sınırlı kaynakları ve politikaların ilgisini üst ondalık dilimiyle olan zıtlık ise her yönden olduk- daha kapsayıcı bir büyüme süreci geliştirme amacına ça çarpıcıdır. yönlendirmede yardımcı olabilir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 16 Ek 1. Tablo 5, C koşullar vektörünün her bir Cj öğesi için fırsat eşitsizliğinin kısmi paylarını göstermektedir. Denklem (7)’deki regresyon katsayıları kullanılarak denklem (9) yoluyla hesaplanan bu kısmi payların cazip bir özelliği vardır: toplamları, yine aynı regresyon katsayıları kullanılarak denklem (8) yoluyla hesaplanan fırsat eşitsizliği toplam payına eşittir. 2. Bu ek, denklem (9)’un, varyans ayrıştırmanın iki alternatif yolunun basit bir ortalaması olduğunu göstermektedir. Dolayısıyla, Shorrocks (1999) tarafından önerilen Shapley değer ayrıştırmasına tekabül eder. Bu durum, denklem (9)’un toplanabilir ayrıştırılabilirliğini açıklamaktadır. olduğunu hatırlayın (7) Dolayısıyla (A1) 3. CJ özel koşulunun (y) varyansına kısmi katkısı iki alternatif yolla hesaplanabilir. Her ikisi de (A1)’deki ilk iki terim üzerine, yani küme üzerine odaklanmaktadır. 4. var (e) = 0. Doğrudan hesaplama (A1)’de tüm ’leri sabit tutmakta ve kalan varyansı toplamın bir payı olarak hesaplamaktadır: (A2) 5. Dolaylı ya da artık hesaplama CJ’nin kendisini sabit tutar ve var (y) ile onu takip eden varyans arasındaki farkı alır: (A3) (A2) ile (A3) arasındaki ortalamanın alınması, (9)’u verir: Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 17 Kaynakça Elbers, Chris, Peter Lanjouw, Johan Mistiaen ve Berk Özler (2008): “Gruplar-arası Eşitsizliği Yeniden Yorumlamak�, Journal of Economic Inequality, 6 Alesina, Alberto, Rafael Di Tella, ve Robert (3): 231-245. MacCulloch (2004): “Eşitsizlik ve Mutluluk: Avrupalılar ve Amerikalılar birbirinden farklı Ferreira, Francisco H. G. ve Jeremie Gignoux (2008): mı?�, Journal of Public Economics, Elsevier, “Fırsat Eşitsizliğinin Ölçülmesi: teori ve Latin 88(9-10): 2009-2042. Amerika uygulaması�, Politika Araştırması Ön Makaleler Serisi , 4659, Dünya Bankası. Aran, Meltem, Sırma Demir, Özlem Sarıca ve Hakan Yazıcı (2008): “Türkiye’de Yoksulluk ve Refahtaki Filmer, Deon ve Lant Pritchett (2001): “Harcama Değişimler 2003-2006�, Dünya Bankası Türkiye Verileri Olmadan Zenginlik Etkilerini Hesaplamak- Ofisi, mimeo. ya da Göz Yaşları: Hindistan eyaletlerinde okula kayıtlarla ilgili bir uygulama�, Demography, 38 Arneson, Richard (1989): “Refah için Fırsat Eşitliği�, (1): 115-132. Philosophical Studies, 56: 77-93. Filmer, Deon and Kinnon Scott (2008): “Varlık Barros, Ricardo P., Jose Molinas Vega ve Jaime endekslerini değerlendirmek�, Politika Araştırması Saavedra (2008): “Çocuklar İçin Fırsat Eşitsizliğini Ön Makaleler Serisi , 4605, Dünya Bankası. Ölçmek�, Dünya Bankası (Washington, DC) mimeo. Foster, James ve Artyom Shneyerov (2000): “Yoldan- bağımsız Eşitsizlik Ölçümleri�, Journal of Bénabou, Roland ve Efe A. Ok (2001): “Sosyal Economic Theory, 91: 199-222. Mobilite ve Yeniden Dağılım Talebi: Poum Hipotezi�, The Quarterly Journal of Economics, Hirschman Albert O. ve Michael Rothschild (1973): MIT Yayınları, 116 (2): 447-487. “Ekonomik Kalkınma Sürecinde Gelir Eşitsizliğine Tahammülün Değişimi�, The Quarterly Journal of Bénabou, Roland ve Jean Tirole (2006): “Adil bir Economics, 87(4): 544-566. Dünyaya İnanç ve Yeniden Dağılım Politikaları�, Quarterly Journal of Economics, 121 (2): 699- Kolenikov, Stanislav ve Gustavo Angeles (2009): 746. “Ayrık İkame Değişkenleri Kullanarak Statü Ölçümü: Temel bileşen analizi güvenilir bir cevap Bourguignon, François, Francisco H.G. Ferreira ve mıdır?�, Review of Income and Wealth, 55 (1): Marta Menéndez (2007): “Brezilya’da Fırsat 128-165. Eşitsizliği�, Review of Income Wealth, 53 (4): 585-618. Lefranc, Arnaud, Nicolas Pistolesi ve Alain Trannoy (2008): “Çıktıların Eşitsizliği’ne Karşı Fırsatların Checchi, Daniele ve Vitoroco Peragine (2005): Eşitsizliği: Batılı Toplumların Hepsi Aynı mıdır?�, “Bölgesel Farklılıklar ve Fırsat Eşitsizliği: İtalya Review of Income and Wealth, 54 (4): 513-546. Örneği�, IZA Tartışma Makalesi, 1874/2005. McKenzie, David (2005): “Eşitsizliği Varlık Cogneau, Denis ve Jérémie Gignoux (2009): “Son Göstergeleriyle Ölçmek�, Journal of Population Yirmi Yılda Brezilya’da Kazançlar Bakımından Economics, 18: 229-260. Eşitsizlik ve Eğitimsel Mobilite�, S. Klasen ve F. Nowak-Lehmann’de (ed.) 2. Bölüm, Roemer, John E. (1998): Fırsat Eşitliği. Cambridge, Latin Amerika’da İktidar, Eşitsizlik, ve Siyasa MA: Harvard University Yayınları. (Cambridge, MA: MIT Press). Shorrocks, Anthony (1999): “Dağılımsal Analiz Cohen, Gerry A. (1989): “Eşitlikçi Adalet Fikrinin için Ayrıştırma Prosedürleri: Shapley Değerine Yaygınlığı Üzerine�, Ethics, 99: 906-944. dayalı birleşik bir çerçeve�, Essex Üniversitesi, mimograf. Dworkin, Ronald (1981): “Eşitlik Nedir? Bölüm 2: Kaynakların Eşitliği?�, Philosophy and Public World Bank, (2005): Dünya Kalkınma Raporu 2006: Affairs, 10 (4): 283-345. Eşitlik ve Kalkınma. Washington, DC: Dünya Bankası ve Oxford Üniversitesi Yayınları. Elbers, Chris, Jean O. Lanjouw ve Peter Lanjouw (2003): “Yoksulluk ve Eşitsizliğin Mikro Düzeyde Hesaplanması�, Econometrica, 71 (1): 355-364. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 18 Şekil 1: Türkiye için Hanehalkı Varlık Endeksi: yoğunluk Varlık Endeksi Dağılımı (ağırlıklarla birlikte) .15 .1 Yoğunluk .05 0 -10 -5 0 5 10 Varlık Endeksi Şekil 2: Türkiye’de Farklı Koşul Grupları için Hanehalkı Zenginlik Düzeyi Dağılımları: Çekirdek Yoğunluk Değerleri Koşullu zenginlik düzeyi dağılımları için çekirdek yoğunluk ölçüm değerleri. Kaynak veriler: TNSA 2003 en az bir kez evlilik yapmış 30-49 yaş arası kadınlar Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 19 Şekil 3: HBA 2003’te Gözlenen ve TNSA 2003’de Yerine Tahmin Edilen (Imputed) Hanehalkı Yıllık Harcamasının Dağılımı HBA’da gözlenen ve TNSA’da tahmin edilen yıllık harcamanın logaritması HBA’da Gözlenen TNSA’da Tahmin Edilen Tablo 1: Türkiye’de Eşitsizliğin Boyutları ve Yapısı ile ilgili Algılamalar 20 Genel Alan türüne göre Ana dile göre Eğitim seviyesine göre Harcama seviyesine göre metropol kentsel kırsal Türkçe Diğer diplomasız ilk ortaöğretim mesleki veya daha yüksek Yoksul Orta Zengin "Bu ülkede zenginler ile yoksullar arasındaki kesinlikle katılmıyorum 2.5 3.5 3.1 0.8 3.0 0.6 1.0 2.2 3.6 5.5 2.3 2.9 2.4 mevcut farkın azaltılması gerekir." katılmıyorum 3.4 3.7 2.4 4.0 3.8 1.7 2.8 4.4 1.2 5.2 2.6 3.0 4.4 ne katılıyorum ne de katılmıyorum 6.3 5.6 4.3 9.3 6.7 4.8 8.7 5.8 5.6 4.9 8.7 3.7 6.7 katılıyorum 18.2 16.3 19.8 18.5 18.1 18.2 24.0 16.2 20.2 7.0 23.9 16.7 14.7 kesinlikle katılıyorum 67.2 69.0 67.8 64.7 66.0 72.8 59.6 69.0 68.3 76.1 58.9 71.5 70.4 "Devlet zenginler ile yoksullar arasındaki farkın rol almamalı 1.9 3.5 1.5 0.6 2.2 0.6 1.9 2.2 1.4 1.5 1.2 2.2 2.3 azaltılmasında rol almalı mıdır?" orta derecede rol almalı 6.2 4.8 5.3 8.5 7.5 0.3 6.6 7.2 3.2 6.9 8.2 7.0 3.7 güçlü bir şekilde rol almalı 91.9 91.7 93.2 90.9 90.3 99.1 91.5 90.5 95.4 91.6 90.6 90.9 94.1 "Size göre bugün ülkemizde bazı insanların muhtaç şansızlık 7.5 9.4 5.3 7.6 6.7 10.9 12.7 7.3 3.5 4.3 11.2 7.2 4.6 durumda olmasının temel sebebi nedir?" tembellik ve iradesizlik 24.4 21.8 29.1 22.5 26.3 15.9 21.2 28.3 17.8 29.3 22.6 27.2 23.4 toplumdaki adaletsizlik 62.9 64.1 60.1 64.5 61.4 69.7 63.9 58.9 70.5 61.9 61.4 60.9 66.0 modern yaşamın kaçınılmaz bir parçası 2.6 2.6 3.5 1.5 3.0 0.6 0.3 2.5 4.6 3.7 2.1 0.8 4.5 "Bu listedeki faktörlerden hangisi bu ülkede hayatta çaba ve sıkı çalışma 48.4 46.7 52.1 46.6 50.2 40.9 54.5 49.5 43.2 39.4 50.1 51.2 44.5 başarılı olabilmek için gerekli en önemli faktördür?" zeka ve beceri 27.2 23.2 22.3 36.8 25.7 33.8 30.9 30.2 20.0 20.1 31.9 23.0 27.1 siyasi bağlantılar 11.4 17.0 8.6 8.1 10.4 15.9 8.0 9.4 13.1 27.3 8.2 12.4 13.2 kriminal/yolsuzluk bağlantıları 10.8 11.8 12.9 7.7 11.4 8.4 5.4 9.4 19.5 11.3 8.9 10.6 12.7 Nüfus dağılımı 35.2 32.8 32.0 81.4 18.7 23.5 45.9 22.2 8.4 30.5 33.1 36.4 Kaynak: Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Anketi – Türkiye, 2006. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 21 Tablo 2: Hanehalkı zenginlik endeksi Varlık göstergelerinin temel bileşenleri ve özet istatistikleri Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 22 Tablo 3: Nüfusun koşullara göre bölümlenmesi; zenginlik analizi Özellikler Nüfus oranı Yüzde Alan türü Kırsal alan 54.2 Kentsel alan 45.8 Doğum bölgesi Doğu 24.4 Orta 43.9 Batı 31.7 Annenin eğitimi Eğitimsiz veya bilinmiyor 64.0 İlköğretim 32.4 Ortaöğretim 3.1 Yükseköğretim 0.5 Babanın eğitimi Eğitimsiz veya bilinmiyor 37.3 İlköğretim 52.1 Ortaöğretim 8.7 Yükseköğretim 2.0 Ana dil Diğer 17.1 Türkçe 82.9 Kardeş sayısı 3’ten az 23.6 4- 5 47.4 6-8 24.0 9 veya daha fazla 5.1 Tablo 4: Varlık endeksinin koşullara dayalı indirgenmiş-form regresyonu Koşul değişkeni Katsayı Kentsel alanda doğum 1.46*** [0.06] Orta bölgede doğum 0.066 [0.0742] Batı bölgesinde doğum 0.10 [0.09] Anne ilköğretim mezunu 0.51*** [0.07] Anne ortaöğretim mezunu 1.22*** [0.19] Anne yükseköğretim mezunu 0.95** [0.38] Baba ilköğretim mezunu 0.47*** [0.07] Baba ortaöğretim mezunu 1.32*** [0.11] Baba yükseköğretim mezunu 2.20*** [0.21] Türkçe ana dil 1.02*** [0.09] 4 - 5 kardeş -0.39*** [0.08] 6 - 8 kardeş -0.63*** [0.09] 9 veya daha fazla kardeş -1.09*** [0.13] Sabit -1.68*** [0.11] Gözlemler 8074 R-kare 0.306 Sağlam (robust) standart hatalar köşeli parantez içinde gösterilmiştir *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Örneklem: En az bir kez evlilik yapmış 15-39 yaş arası kadınlar Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 23 Tablo 5: Kadınlar için Zenginlik Eşitsizliğindeki Fırsat Payları Bizim endeksimiz TNSA 15-49 yaş 30-49 yaş endeksi Genel eşitsizlik: varyans 6.479 6.953 91.631 Toplam fırsat eşitsizliği payı Parametrik olmayan 0.345 0.372 0.286 Parametrik 0.306 0.324 0.245 Koşullarla ilişkili kısmi paylar Alan türü 0.116 0.127 0.072 Doğum bölgesi 0.004 0.002 0.002 Annenin eğitimi 0.041 0.058 0.038 Babanın eğitimi 0.066 0.075 0.061 Ana dil 0.045 0.031 0.039 Kardeş sayısı 0.033 0.030 0.034 Not: kısmi oranlar, düzlenmiş (smoothed) ve standartlaştırılmış hesaplamaların ortalamaları ile bulunur örneklem: en az bir kez evlilik yapmış 15-49 yaş arası kadınlar. İkinci sütunda örneklem 30-49 yaş arası kadınlar ile sınırlandırılmıştır. Tablo 6: Türkiye için (Zenginlik) Fırsat Yoksunluğu Profili 24 Doğun Alanı Doğum Annenin Eğitimi Babanın Eğitimi Evde konuşulan Kardeş sayısı Nüfus payı Grup ortalama Bölgesi ana dil sonucu (varlık endeksinde) Kentsel alan Orta eğitimsiz veya bilinmiyor ortaöğretim Türkçe 9 veya daha fazla 0.0079 -4.881 Kentsel alan Batı ilköğretim eğitimsiz veya bilinmiyor Türkçe 6 - 8 0.0309 -3.821 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor ortaöğretim başka dil 4 - 5 0.0260 -3.773 Kırsal alan Batı ilköğretim ilköğretim Türkçe 9 veya daha fazla 0.0695 -3.092 Kırsal alan Batı eğitimsiz veya bilinmiyor ortaöğretim Türkçe 4 - 5 0.0521 -3.050 Kırsal alan Orta ilköğretim ilköğretim başka dil 6 - 8 0.0204 -2.917 Kentsel alan Orta ilköğretim ilköğretim başka dil 9 veya daha fazla 0.0158 -2.705 Kırsal alan Batı eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor Türkçe 9 veya daha fazla 0.0207 -2.652 Kentsel alan Orta ortaöğretim ortaöğretim başka dil 9 veya daha fazla 0.0151 -2.604 Kırsal alan Doğu ilköğretim ilköğretim başka dil 6 - 8 0.0063 -2.575 Kırsal alan Orta eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 9 veya daha fazla 0.1373 -2.361 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 3’ten az 0.4403 -2.298 Kentsel alan Doğu ilköğretim eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 9 veya daha fazla 0.0063 -2.292 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor ilköğretim başka dil 9 veya daha fazla 0.3602 -2.264 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 9 veya daha fazla 1.2089 -2.173 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 4 - 5 2.2051 -2.108 Kırsal alan Doğu ilköğretim eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 9 veya daha fazla 0.0115 -2.088 Kırsal alan Doğu ilköğretim eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 6 - 8 0.0395 -2.047 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor başka dil 6 - 8 3.3125 -2.017 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor ilköğretim başka dil 6 - 8 0.6914 -1.881 Kentsel alan Orta ortaöğretim yüksek öğretim Türkçe 4 - 5 0.0191 -1.562 Kentsel alan Batı eğitimsiz veya bilinmiyor ilköğretim başka dil 4 - 5 0.1038 -1.479 Kırsal alan Doğu ilköğretim ilköğretim başka dil 4 - 5 0.0380 -1.469 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor ortaöğretim Türkçe 4 - 5 0.0275 -1.453 Kırsal alan Doğu eğitimsiz veya bilinmiyor ilköğretim başka dil 4 - 5 0.4324 -1.452 Kırsal alan Orta eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor Türkçe 9 veya daha fazla 0.5650 -1.442 Kentsel alan Batı eğitimsiz veya bilinmiyor eğitimsiz veya bilinmiyor Türkçe 9 veya daha fazla 0.0881 -1.365 Kaynak: TNSA 2003. Örneklem, en az bir kez evlilik yapmış 30-49 yaş arası kadınları içeriyor. Endeksin genel ortalaması 0.283, standart sapması 2.637’dir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 25 Tablo 7: Fırsat Yoksunları ve Fırsat Zenginleri: fırsat profilinin en alt ve en üst ondalık dilimlerinin özellikleri Her bir koşul kategorisine düşen avantajlı ve dezavantajlı kadın gruplarının yüzdesi Avantajlı %10 Dezavantajlı %10 Toplam Doğum alanı Kırsal 0.7 97.1 57.7 Kentsel 99.3 2.9 42.3 Doğum Bölgesi Doğu 5.8 88.5 25.0 Orta 32.2 7.8 44.7 Batı 61.9 3.7 30.2 Annenin eğitimi Eğitimsiz veya bilinmiyor 6.6 97.3 70.8 İlköğretim 66.5 2.4 26.7 Ortaöğretim 23.9 0.3 2.2 Yükseköğretim 3.1 0.0 0.3 Babanın eğitimi Eğitimsiz veya bilinmiyor 0.3 81.1 44.4 İlköğretim 45.7 17.5 47.7 Ortaöğretim 38.7 1.3 6.4 Yükseköğretim 15.3 0.2 1.5 Ana dil Türkçe dışı 1.5 91.1 17.6 Türkçe 98.5 8.9 82.4 Kardeş sayısı 3’ten az 85.0 4.4 20.3 3-5 13.7 29.2 48.5 6-8 1.2 41.2 25.9 9’dan fazla 0.0 25.2 5.3 Not: Bu analizdeki zenginlik endeksi, TNSA verilerindeki varlıklar kullanılarak yeniden hesaplanmıştır. Örneklem sadece 30-49 yaş arası en az bir kez evlilik yapmış kadınları içeriyor. Tablo 8: HBA ve TNSA örneklemlerindeki ortak varlık göstergeleri ve demografik değişkenler için açıklayıcı istatistikler TNSA 2003 HBA 2003 Değişken Gözlenen Ortalama Standart Gözlenen Ortalama Standart Sapma. Sapma. Fırın 10836 0.072 0.259 25764 0.063 0.242 Bulaşık makinesi 10836 0.221 0.415 25764 0.229 0.420 Dvd oynatıcı 10836 0.317 0.465 25764 0.200 0.400 Çamaşır makinesi 10836 0.783 0.412 25764 0.801 0.399 Video kamera 10836 0.035 0.184 25764 0.022 0.146 Klima 10836 0.047 0.212 25764 0.028 0.166 TV 10836 0.947 0.223 25764 0.971 0.168 Video 10836 0.073 0.259 25764 0.068 0.251 Kablo TV 10836 0.062 0.240 25764 0.060 0.237 Cep telefonu 10836 0.671 0.470 25764 0.545 0.498 Bilgisayar 10836 0.116 0.320 25764 0.093 0.291 İnternet 10836 0.063 0.242 25764 0.036 0.187 Otomobil 10836 0.258 0.437 25764 0.241 0.428 Motosiklet 10836 0.045 0.208 25764 0.026 0.158 Tarımsal arazi 10836 0.137 0.344 25764 0.131 0.338 Şebeke suyu 10836 0.742 0.437 25764 0.932 0.251 Tuvalet ev içinde 10836 0.782 0.413 25764 0.884 0.321 Ev kendine ait 10836 0.620 0.485 25764 0.719 0.449 Ev kira 10836 0.248 25764 0.216 0.411 Ev lojman 10836 0.014 0.118 25764 0.013 0.115 Ev diğer 10836 0.118 0.323 25764 0.051 0.221 Oda başına düşen aile üyesi 10836 1.325 0.872 25764 1.271 0.699 Hane nüfusunun logaritması 10836 1.301 0.538 25764 1.308 0.485 Çocuk sayısı 0 - 4 10836 0.382 0.686 25764 0.344 0.626 Çocuk sayısı 5 - 14 10836 0.802 1.134 25764 0.845 1.106 Aile reisi kadın 10836 0.125 0.331 25764 0.096 0.295 Aile reisinin yaşı 10836 47.218 15.071 25764 46.841 13.658 Aile reisinin yaşının karesi (/10) 10836 24.566 15.525 25764 23.806 13.867 Aile reisinin eğitim gördüğü yıl sayısı 10834 6.952 7.716 25764 6.662 3.474 Aile reisinin eğitim gördüğü yıl sayısının karesi (/10) 10834 10.787 65.521 25764 5.645 5.227 Kentsel alan 10836 0.705 0.456 25764 0.638 0.481 Not: İstatistikler, her bir ankette örneklemlerin tamamı için verilmiştir. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 26 Tablo 9: Hanehalkı yıllık tüketiminin HBA’daki varlıklara dayalı regresyonu Katsayı Log hanehalkı yıllık harcaması Ev lojman 0.05 [0.03] Fırın 0.08*** Ev diğer 0.04** [0.02] [0.02] Bulaşık makinesi 0.21*** Oda başına düşen hane üyesi sayısı -0.05*** [0.01] [0.01] Dvd oynatıcı 0.09*** hane nüfusunun logaritması 0.39*** [0.01] [0.02] Çamaşır makinesi 0.23*** Çocuk sayısı 0 - 4 -0.03*** [0.01] [0.01] Video kamera 0.29*** Çocuk sayısı 5 -14 -0.05*** [0.03] [0.00] Klima 0.22*** Hane reisi kadın 0.02 [0.03] [0.01] TV 0.16*** Hane reisinin yaşı 0.02*** [0.03] [0.00] Video 0.05*** Hane reisinin yaşının karesi (/10) -0.01*** [0.02] [0.00] Kablo TV 0.32*** Hane reisinin eğitim gördüğü yıl sayısı 0.02*** [0.02] [0.00] Cep telefonu 0.21*** Hane reisinin eğitim gördüğü yıl 0.01** [0.01] sayısının karesi (/10) [0.00] Bilgisayar 0.12*** Kentsel alan 0.10*** [0.02] [0.01] İnternet 0.16*** Sabit 18.23*** [0.03] [0.06] Otomobil 0.20*** Gözlemler 25764 [0.01] R-kare 0.525 Motosiklet 0.06*** [0.02] Tarımsal arazi 0.05*** [0.01] Şebeke suyu 0.08*** [0.02] Tuvalet içeride 0.11*** [0.01] Ev kendine ait 0.05*** [0.01] Ev kira Ref. Sağlam (robust) standart hatalar köşeli parantez içinde *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Tablo 10: Yerine tahmin edilen (imputed) kişi başına tüketimin koşullara dayalı indirgenmiş-form regresyonu Koşul değişkeni Katsayı Kentsel alanda doğum 0.34*** [0.02] Orta bölgede doğum 0.08*** [0.03] Batı bölgesinde doğum 0.15*** [0.04] Anne ilköğretim mezunu 0.16*** [0.03] Anne ortaöğretim mezunu 0.59*** [0.09] Anne yükseköğretim mezunu 0.75*** [0.17] Baba ilköğretim mezunu 0.10*** [0.03] Baba ortaöğretim mezunu 0.34*** [0.05] Baba yükseköğretim mezunu 0.61*** [0.11] Türkçe ana dil 0.39*** [0.04] 4 - 5 kardeş -0.09*** [0.03] 6 - 8 kardeş -0.19*** [0.04] 9 veya daha fazla kardeş -0.30*** [0.06] Sabit 18.15*** [0.04] Gözlemler 5229 R-kare 0.257 Sağlam standart hatalar köşeli parantez içinde *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 Kaynak: TNSA 2003, tüketim değerleri HBA 2003 verileri kullanarak tahmin edilmiştir (imputed). Örneklem 30-49 yaş arası en az bir kez evlilik yapmış kadınlardan oluşmaktadır. Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği 27 Tablo 11: Kadınlar için Tüketim Eşitsizliğindeki Fırsat Payları 15-49 yaş arası 30-49 yaş arası Örneklem örneklem Genel eşitsizlik: E(0) 0.347 0.360 Fırsat eşitsizliğinin toplam payı Parametrik olmayan 0.292 0.322 Parametrik 0.248 0.266 Koşullar ile ilişkili kısmi paylar Alan türü 0.097 0.112 Doğum bölgesi 0.026 0.026 Annenin eğitimi 0.071 0.093 Babanın eğitimi 0.084 0.093 Ana dil 0.060 0.052 Kardeş sayısı 0.049 0.047 Not: Parametrik standartlaştırılmış simülasyonlar. Kaynak: TNSA 2003, tüketim değerleri HBA 2003 tüketim verileri kullanılarak tahmin edilmiştir. Örneklem 30-49 yaş arası en az bir kez evlilik yapmış kadınlardan oluşmaktadır. Not: Not: Not: World Bank © 2010 Uluslararası İmar ve Kalkınma Bankası Dünya Bankası 1818 H Street, NW Washington, DC 20433 Tüm Hakları Saklıdır.