Embed Size (px)
Citation preview
Tarım Ekonomisi Dergisi Turkish Journal of Agricultural Economics
ISSN 1303-0183http://journal.tarekoder.org
Türk�ye'de Gel�r�n Gıda Tüket�m� Üzer�ne Etk�s�
1 1 2Alper DEMİRDÖĞEN , Em�ne OLHAN , Gökhan AYKAÇ
1Ankara Ün�vers�tes�, Z�raat Fakültes�, Tarım Ekonom�s� Bölümü, Ankara2Ankara Hacı Bayram Vel� Ün�vers�tes�, İkt�sad� ve İdar� B�l�mler Fakültes�, İkt�sat Bölümü, Ankara
Özet
Tüket�c� davranışlarını anlamaya yönel�k çalışmalar özell�kle ülkeler�n refah pol�t�kalarını değerlend�rme açısından önem arz etmekted�r. Bu doğrultuda gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ndek� etk�s�ne yönel�k öneml� düzeyde çalışma gerçekleşt�r�lm�şt�r. Gıda harcamalarında gel�r�n etk�s�n�n �ncelenmes�, gıda güvenl�ğ� kapsamında yoksul haneler�n davranışlarının �ncelemes� açısından öneml�d�r. Her ne kadar zaman �çer�s�nde öneml� düzeyde çalışma yapılsa da, bu çalışmaların b�rçoğu zaman ser�s� ver�ler�n� kullanmışlardır. Günümüzde gel�şen hanehalkları ver� setler�ne bağlı olarak gözlem sayısı artmış ve daha tutarlı sonuçlar elde ed�lmeye başlanmıştır. Gel�r�n gıda tüket�mler� üzer�ndek� etk�s�n�n �ncelenmes�nde Türk�ye öneml� b�r ülked�r. 2002-2017 yılları arasında reel anlamda gel�r yaklaşık olarak %85 artmıştır. Bu gel�r değ�ş�m�n�n haneler�n gıda tüket�mler�n� nasıl etk�led�ğ�ne da�r çalışmaların yapılmasına �ht�yaç bulunmaktadır. Bu doğrultuda bu çalışmanın amacı Türk�ye'de gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ne etk�s�n� ölçmekt�r. Çalışma kapsamında TÜİK tarafından toplanan Hanehalkı Bütçe Anket� ver�ler� kullanılmıştır. Odaklanılan zaman dönem� 2002-2017 yılları arasıdır. Ver� gözlem� yaklaşık 175 b�n haned�r. Yöntem olarak en küçük kareler, �k� aşamalı en küçük kareler, d�l�m regresyon ve �çsel d�l�m regresyon yaklaşımları kullanılmıştır. Çalışmanın başlıca bulgularına göre gel�r artıkça haneler�n bütçe �çer�s�ndek� gıda harcamaları payı azalmaktadır. Bu durum kullanılan yöntemden bağımsızdır. Ayrıca d�l�m regresyon sonuçlarına göre haneler yoksullaştıkça gel�r�n gıda harcama payı üzer�ndek� negat�f yönlü etk�s� artmaktadır. Bu durum özell�kle gel�r değ�şken�n�n harcama değ�şken� �ç�n araç değ�şken olarak kullanıldığı �çsel d�l�m regresyon yaklaşımında net b�r şek�lde görülmekted�r. Marj�nal etk�n�n göster�lmes� �ç�n hesaplanan esnekl�k değerler�nde �se �çsell�ğ�n d�kkate alınması yoksullar �ç�n gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ndek� etk�s�n� �çsell�ğ�n �hmal ed�ld�ğ� hesaplamalara göre azaltmaktadır. Anahtar kel�meler: Gıda Tüket�m�, Gel�r Esnekl�ğ�, Engel Yasası, Türk�ye
The Impact of Income on Food Consumption in Turkey
Abstract
Understanding consumer behaviors is especially important in the evaluation of welfare policies. In order to understand these issues, there have been several studies on the impact of income on food consumption. Evaluation of the impact of income on food consumption is also important in the context of food security. Even though there are a significant amount of studies, most of them use time-series datasets. Nowadays, with the improvement of the dataset, the observation number of the datasets has significantly increased, and more consistent results have been achieved. Turkey is an important country in the context of the impact of income on food consumption. Income has increased in reel prices by 85% in the period of 2002-2017. Therefore, there is a need to understand how this income change has an effect on food consumption. This paper aims to estimate the impact of income on food consumption in Turkey. We use the Household Budget Survey data provided by TurkStat. The time period is 2002-2017. The observation of the dataset is approximately 175 thousand households. For our empirical strategy, we use ordinary least square, two-stage least square, quantile regression, and endogenous quantile regression. We find that the share of food expenditure in total expenditure decreases as the income of the household increases. This finding is robust across all the empirical methods we use. According to the findings of quantile regression results, the negative impact of income on the share of food expenditure increases as households become poorer. This finding is much more clearly seen in the quantile regression estimation that considers the endogeneity of expenditure variable. In the elasticity estimation, considering the endogeneity decreases the marginal effect of the income compared to the estimation which omits the issue of endogeneity.Key words: Food Consumption, Income Elasticity, Engel Law, Turkey
1.GİRİŞ
Tüket�c� davranışlarını anlamaya yönel�k talep s�stemler�n�n başlıca amacı ülkeler�n özell�kle refah pol�t�kalarının
değerlend�r�lmes� kapsamında önem arz etmekted�r (Banks v.d., 1997). Konu �le �lg�l� yapılan geçm�ş yıllardak� çalışmalarda
zaman ser�s� ver�ler� kullanılmıştır (Mol�na, 1994, Deaton ve Muellbauer, 1980, Mergos ve Donatos, 1989, Blanc�fort� ve Green,
1983). Ancak günümüzde hanehalkı ver� setler�nde meydana gelen değ�ş�mlere bağlı olarak her yıl �lg�l� ülkey� tems�l edecek
şek�lde hanelerden toplanan ver�ler �le tüket�c� davranışları anlaşılmaya çalışılmaktadır. Tüket�m davranışlarını anlamaya
yönel�k yapılan çalışmalarda haneler�n gel�r� ve tüket�len ürünler�n fiyatları araştırmacılar tarafından başlıca odaklanılan
noktaları oluşturmuştur.
Makale Künyes�
Araştırma Makales� / Research Art�cle
SorumluYazar /Correspond�ng AuthorAlper DEMİRDÖĞENdem�[email protected]
Gel�ş Tar�h� / Rece�ved: 16.05.2019Kabul Tar�h� / Accepted:
23.07.2019
Tarım Ekonom�s� Derg�s� C�lt:25 Sayı:1 Sayfa:117-125Turk�sh Journal of Agricultural Econom�csVolume: 25 Issue: 1 Page: 117-125
DOI 10.24181/tarekoder.566630
Dem�rdöğen, Olhan, Aykaç / Tarım Ekonom�s� Derg�s� 25 (1), 2019
118
Konunun geçm�ş�n� yaklaşık 160 yıl önces� Engel çalışmalarına kadar götürmek mümkündür (Engel, 1857, Engel, 1895).
Bu doğrultuda günümüzde de haneler�n gel�rler�nde meydana gelen değ�ş�m�n gıda tüket�mler� üzer�ndek� etk�s�n� �ncelemeye
yönel�k b�rçok çalışma yapılmıştır. Örneğ�n gıda ürünler� toplamı üzer�nde gel�r�n etk�s�n� Ecker ve Qa�m (2008) Malav�,
Staud�gel ve Schrock (2015) Rusya, Deaton ve Muellbauer (1980) ve T�ffin ve T�ffin (1999) İng�ltere, Mergos ve Donatos (1989)
ve Klonar�s ve Hallam (2003) Yunan�stan, Ball� ve T�ezz� (2009) İtalya, Blanc�fort� ve Green (1983) ve Holcomb v.d. (1995)
ABD, Menezes v.d. (2008) Brez�lya �ç�n �ncelem�şlerd�r. Zaman �çer�s�nde araştırmacılar ayrıca �nsanların günlük kalor�
alımlarında gel�r�n etk�s�n� de �ncelem�şlerd�r (Abdula� ve Aubert, 2002, Zhou ve Yu, 2015, Ogundar� ve Abdula�, 2013,
Santeramo ve Shabnam, 2015, Gr�mard, 1996, Skoufias, 2003, Ecker ve Qa�m, 2011). Bu doğrultuda gel�r�n �nsanların gıda
tüket�mler� açısından �ncelenmes� aynı zamanda gıda güvences� kapsamında �nsanların yeterl� bes�n� elde ed�p edememeler�
konusunda önem kazanmıştır. Gel�r�n gıda tüket�mler� üzer�ndek� etk�s� özell�kle yoksul haneler�n davranışları açısından önem
arz etm�şt�r. Böylel�kle yeterl� gıdaya ulaşma konusunda gel�r�n etk�s� konusu b�rkaç farklı çalışma alanını b�rleşt�rm�şt�r. Ek
olarak konu sadece gıda harcamaları toplamı üzer�nde değ�l, gel�r�n �nsanların gıda kompoz�syonlarını nasıl etk�led�ğ�ne yönel�k
de değerlend�rmeler yapılmıştır (Clements ve S�, 2018, Clements ve Chen, 1996). Böylel�kle gel�r�n haneler�n gıda tüket�mler�ne
etk�s�n�n ölçülmes� l�teratüre katkı sağlamasının yanı sıra, gıda yardımları, gel�r �le fiyat pol�t�kalarının etk�ler� g�b� pol�t�ka
konularında pol�t�ka yapıcılara kullanışlı b�lg�ler sunmuşlardır (Raper v.d., 2002, Unnevehr v.d., 2010, Park v.d., 1996).
Türk�ye, gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ne etk�s�n�n �ncelenmes� açısından önem arz etmekted�r. Konunun önem�n� artıran
başlıca nokta son yıllarda Türk�ye'de meydana gelen gel�r artışıdır. World Bank (2019)'ye göre Türk�ye'de 2002-2017 yılı k�ş�
başına gel�r reel olarak yaklaşık %85 artmıştır. Çalışma ver� set�ne göre Türk�ye'de 2002-2017 yılları arası haneler�n yıllık
harcama m�ktarı yaklaşık olarak %40 artmıştır. Ancak Türk�ye �ç�n hesaplanan GINI katsayısının 0.398 düzey�nde olduğu d�kkate
alınırsa, gel�r eş�ts�zl�ğ�n�n oldukça yüksek olduğu görülmekte (OECD, 2017) ve yapılan çalışmalarda kır/kent özel�nde de gel�r
farklılıklarının olduğu �fade ed�lmekted�r (Larson v.d., 2016). Böylel�kle zaman �çer�s�nde meydana gelen gel�r değ�ş�m�ne ek
olarak gel�r�n haneler arasında da farklı düzeylerde değ�şt�ğ�n� söylemek mümkündür.
Türk�ye'de gıda ürünler�n�n tüket�m�ne yönel�k çeş�tl� çalışmalar yapılmıştır (Akbay v.d., 2007, B�lg�c ve Yen, 2013, B�lg�c
ve Yen, 2014, Sengul ve Tuncer, 2005, Aykaç, 2018, Çolak v.d., 2008). Bu çalışmalar Türk�ye'de gel�r ve fiyatın çeş�tl� sosyo
ekonom�k değ�şkenler �le gıda ürünler� taleb�n� nasıl etk�led�ğ�n� genell�kle AIDS model�n� kullanarak �ncelem�şlerd�r. Ayrıca
ürün özel�nde hesaplanan esnekl�k değerler� �le Türk�ye'n�n değerler� l�teratürde yapılan d�ğer çalışma bulgularıyla
kıyaslanab�lm�ş ve bu çalışmalar da bu açıdan l�teratüre katkı sağlamışlardır. Ancak genell�kle çalışmalar tek b�r yıllık zaman
dönem�ne (büyük çoğunluk �le 2003 yılına) odaklanmışlardır. Üst kısımda bel�rt�ld�ğ� g�b� Türk�ye'de gel�r özell�kle son yıllarda
öneml� düzeyde artmıştır. Bu doğrultuda tek b�r yıla odaklanılmasına ek olarak zaman �çer�s�nde meydana gelen gel�r artışının
etk�s�n�n d�kkate alınması �ç�n uzun dönem yatay kes�t ver�ler�n�n kullanılması gerekmekted�r.
Bu çalışmanın amacı Türk�ye'de gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ne etk�s�n� ölçmekt�r. Çalışma kapsamında TÜİK tarafından
toplanan Hanehalkı Bütçe Anket� ver�ler� kullanılmıştır. Odaklanılan zaman dönem� 2002-2017 yılları arasıdır. Ver� gözlem�
yaklaşık 175 b�n haned�r. Ekonom�k model olarak Work�ng-Leser model�, ekonometr�k yöntem olarak en küçük kareler, �k�
aşamalı en küçük kareler, d�l�m regresyon ve �çsel d�l�m regresyon yaklaşımları kullanılmıştır. Çalışmanın başlıca bulgularına
göre gel�r artıkça haneler�n bütçe �çer�s�ndek� gıda harcamaları payı azalmaktadır. Bu durum kullanılan yöntemden bağımsızdır.
Ayrıca d�l�m regresyon sonuçlarına göre haneler yoksullaştıkça gel�r�n negat�f yönlü etk�s� artmaktadır. Bu durum özell�kle gel�r
değ�şken�n�n harcama değ�şken� �ç�n araç değ�şken olarak kullanıldığı �çsel d�l�m regresyon yaklaşımında net b�r şek�lde
görülmekted�r. Ancak marj�nal etk�n�n d�kkate alındığı esnekl�k hesaplamalarında yoksullar �ç�n gel�r�n etk�s� �çsell�ğ�n d�kkate
alındığı d�l�m regresyonda �çsell�ğ�n �hmal ed�ld�ğ� d�l�m regresyona göre daha düşük hesaplanmıştır.
2. VERİ
Çalışma ver� set� Türk�ye İstat�st�k Kurumu tarafından toplanan Hanehalkı Bütçe Anket� yatay kes�t m�kro ver�ler�nden
oluşmaktadır. Hanehalkı Bütçe Anket� haneler�n aylık tüket�m harcamalarını bel�rleyerek özell�kle tüket�c� fiyat endeks�n�n
oluşturulmasında kullanılan kapsamlı b�r ver�d�r. B�r yıl boyunca ve her ay değ�şen hanelere ortalama sek�z adet gerçekleşt�r�len
z�yaretler �le ver� toplanmaktadır. Haneler Türk�ye'y� tems�l edecek şek�lde seç�lmekted�r. Tems�l�yette seç�len örnekleme b�r�m�
hanehalkıdır. Yapılan z�yaretlerde hanelere uygulanan anketler�n yanı sıra harcama günlükler� ver�lmekte ve haneler�n bu
günlüklere harcamalarını kayıt etmes� �stenmekted�r. Ver� set� başlıca üç ana bölümden oluşmaktadır; hane, fert ve tüket�m. Hane
ver�s�, hanen�n konutu �le �lg�l� ve kullanılab�l�r gel�r g�b� değ�şkenler� �çermekted�r. Fert ver�s� hane �çer�s�nde bulunan fertler�n
yaşları, c�ns�yetler�, eğ�t�m, �st�hdam durumu g�b� sosyo-ekonom�k değ�şkenler� ve gel�r� �le bu gel�r�n kaynaklarını �çermekted�r.
Tüket�m ver�s� �se alt harcama gruplarını ve harcama değerler�n� �çermekted�r.
Çalışma kapsamında odaklanılan zaman dönem� 2002-2017 yılları arasıdır. İlg�l� dönemde anket yapılan hane sayısı
174045'd�r. Hane re�s�n�n bell� olmaması, çalışıp çalışmama durumunun bell� olmaması ve uç değerler�n çıkarılması sonucunda
anal�z kapsamında 173692 hanen�n ver�s� kullanılmaktadır. Ver� set� �çer�s�nde gel�rler her ne kadar aylık toplansa da aylık
endeksler kullanılarak yıl sonuna get�r�lerek yıllık kullanılab�l�r gel�rler hesaplanmaktadır. Harcamalar �se aylık değerler olarak
bulunmaktadır.
Gel�rler ve harcamalar arasındak� enflasyon etk�s�ne bağlı zaman farklılığını ortadan kaldırmak �ç�n bu çalışma
kapsamında aylık harcamalar ver� set� �çer�s�nde bulunan aylık endeksler �le önce yıl sonuna get�r�lm�ş, ardından 12 �le çarpılarak
yıllık harcamalar elde ed�lm�şt�r. Ardından bütün parasal değerler TÜİK tüket�c� fiyatları endeks� (2003=100) kullanılarak sab�t
fiyatlara dönüştürülmüştür. Çalışma kapsamında kullanılan değ�şkenlere a�t tanımlayıcı �stat�st�kler Ç�zelge 1'de ver�lm�şt�r.
3. YÖNTEM
Çalışmanın ver� kısmında bel�rt�ld�ğ� g�b� TÜİK Hanehalkı Bütçe Anket� ver�ler�nde 2003 yılı har�ç tüket�len ürünler�n
fiyat ver�ler� bulunmamaktadır. Bu durum Almost Ideal Demand System (AIDS) veya Quadrat�c Almost Ideal Demand System
(QUAIDS) g�b� talep modeller�n�n kullanılmasını engellemekted�r. Bu yüzden fiyatı dâh�l etmeyen b�r model�n seç�lmes� uygun
görülmüştür. Bu doğrultuda Work�ng-Leser (Work�ng, 1943, Leser, 1963) model� seç�lm�şt�r:
(1)
Burada , gıda harcamalarının toplam harcamalar �çer�s�ndek� payını (gıda harcamaları / toplam harcama), W Inexpend�turef
toplam harcamanın doğal logar�tmasını, , �se hata ter�m�n� göstermekted�r. Hem l�teratüre hem de ver� set� �çer�s�ndek� gözlem E1
değerler�ne göre haneler�n gıda tüket�mler�n� etk�leyeb�lecek d�ğer kontrol değ�şkenler� modele eklend�ğ�nde model şu şek�lde
olur:
(2)
X , modelde tüket�m� etk�led�ğ� düşünülen kontrol değ�şkenler�d�r ve hane re�s�n�n yaşı, hane büyüklüğü, hanen�n oturduğu k
ev�n mülk�yet�, sah�p olunan çocuk sayısını, hane re�s�n�n eğ�t�m durumunu ve anket yapılan yılın kukla değ�şkenler�nden oluşur.
Her ne kadar üst kısımda ver�len model bas�t b�r şek�lde en küçük kareler yöntem� �le çözüleb�lse de, tüket�m modeller�nde
zaman �çer�s�nde ortaya çıkan çeş�tl� ekonometr�k konuların d�kkate alınması gerekmekted�r. Talep modeller�nde kullanılan
Inexpend�ture Ef ter�m�n�n başlıca sorunu çeş�tl� nedenlere bağlı olarak hata ter�m� �le �l�şk�s� olması neden�yle kaynaklanan
�çsell�k sorunudur. Bu �çsell�k sorununun ortaya çıkmasında başlıca �k� neden bulunmaktadır. B�r�nc�s� denklem�n her �k�
tarafında harcama ter�m�n�n ( hesaplanmasında ve açıklayıcı değ�şken olarak kullanılması) bulunmasıdır wf Inexpend�ture
(Blundell v.d., 1998). İk�nc� kaynak �se haneler�n�n anket esnasında tüket�mler�n� bel�rt�rken ortaya çıkan ölçüm hatasıdır (Ked�r
ve G�rma, 2007). En azından bu �k� �çsell�k kaynağı neden�yle değ�şken� �ç�n araç değ�şken yaklaşımı kullanılması Inexpend�ture
gerekmekted�r. L�teratürde gel�r, harcama �ç�n araç değ�şken olarak kullanılmaktadır (Bal�neau, 2015, Banks v.d., 1997, Blundell
ve Rob�n, 1999). B�z�m ver� set�m�zde de haneler�n yıllık kullanılab�l�r gel�rler� bulunmaktadır. Bu değ�şken Inexpend�ture
değ�şken� �ç�n araç değ�şken olarak kullanılmakta ve ardından model �k� aşamalı en küçük kareler (2SLS) �le çözülmekted�r.
En küçük kareler yöntem� �le hesaplanan parametre değerler� ver� set�n�n ortalamasını �fade etmekted�r. Örneğ�n bu yöntem
kullanılarak hesaplanan gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ndek� etk�s� değ�şken� ver� set� �çer�s�nde yer alan haneler�n ortalama etk�s�n�
göster�r. Her ne kadar bu ortalama etk�y� hesaplamak öneml� olsa da, benzer düzeyde öneml� b�r d�ğer konu bu etk�n�n ver� set�
�çer�s�nde yer alan haneler arasında nasıl değ�şeceğ�d�r. Çalışma kapsamında odaklanılan b�r d�ğer soru gel�r�n gıda üzer�ndek�
etk�s�n�n yoksul veya zeng�n haneler arasında ne düzeyde değ�şt�ğ�d�r. Bu konuyu d�kkate almak �ç�n en küçük kareler yöntem�ne
ek olarak çalışma kapsamında d�l�m regresyon yaklaşımı kullanılmaktadır (Koenker ve Bassett, 1978, Koenker v.d., 2005). D�l�m
regresyon yaklaşımında bağımlı değ�şken (bu çalışma gıda harcama payı) bağımsız değ�şkenlere göre dağılımlara ayrılmakta ve
�sten�len dağılım (veya d�l�m) özel�nde etk� anal�z� yapılab�lmekted�r.
119
Türk�ye'de Gel�r�n Gıda Tüket�m� Üzer�ne Etk�s�
Değ�şken Açıklama Ortalama Standart Sapma
Gıda Harcama Payı Gıda harcamalarının toplam harcamalar �çer�s�ndek� payı (%)
0.37 0.16
Gel�r Toplam harcamanın logar�tm�k değer� (TL) 9.50 0.56
Yaş Hane re�s�n�n yaşı 50.65 17.40 Hane Büyüklüğü Hanen�n büyüklüğü 3.55 2.18 K�racı Oturulan mülk�yet k�ra �se 1, değ�lse 0 0.26 0.44
Çocuk Sayısı Hane çocuk sayısı 1.32 1.65
İlköğret�m Hane re�s� �lköğret�m mezunu �se 1, değ�lse 0 0.58 0.49
L�se Hane re�s� l�se mezunu �se 1, değ�lse 0 0.06 0.24 Ün�vers�te Hane re�s� ün�vers�te mezunu �se 1, değ�lse 0 0.01 0.09
Ç�zelge 1. Tanımlayıcı İstat�st�kler
Not: Hanehalkı Bütçe Anket� 2002-2017 yılları ver�ler� kullanılarak hesaplanmıştır. Gıda harcama payları �çer�s�nde alkolsüz �çeceklerde bulunmaktadır. Burada Work�ng-Leser model� neden�yle gel�r olarak �fade ed�len değ�şken aslında harcama değ�şken�d�r
D�l�m regresyona ek olarak harcama değ�şken�n�n �çsell�ğ�n� d�kkate almak �ç�n araç değ�şkenl� d�l�m regresyon yaklaşımı
kullanılmaktadır (Chernozhukov ve Hansen, 2006, Chernozhukov ve Hansen, 2008, Kwak, 2010).
4. BULGULAR
Gıda tüket�m� üzer�ne etk�l� değ�şkenler� gösteren ana bulgular Ç�zelge 2'de yer almaktadır. 1 ve 2 numaralı sütunlar en
küçük kareler yaklaşımını d�ğer sütunlar �se d�l�m regresyon hesaplamalarını göstermekted�r. IV kısaltması araç değ�şken
yaklaşımını göstermekted�r, bu sütunlarda harcama değ�şken� �ç�n yıllık kullanılab�l�r gel�r araç değ�şken olarak kullanılmıştır.
QR kısaltmaları �se gıda harcama payı d�l�mler�n� �fade etmekted�r. Örneğ�n QR10 en düşük gıda harcama payına sah�p, QR90 �se
en yüksek gıda harcama payına sah�p haneler� göstermekted�r. Gıda harcamaları payının yoksul hanelerde daha yüksek olduğu
varsayılırsa, QR10'un zeng�n haneler�, QR90'ın �se yoksul haneler� gösterd�ğ� söyleneb�l�r. Genel olarak Ç�zelge 2 �ncelend�ğ�nde
gel�r�n gıda harcama payları üzer�nde etk�s� bütün yaklaşımlarda negat�f bulunmuştur. Bu durum beklent�ler �le uygundur.
Haneler�n gel�rler� arttıkça gıda harcama payları azalmaktadır. Ancak bu azalış oranı haneler�n yoksulluğuna göre farklı
olmaktadır.
İçsell�ğ�n d�kkate alındığı 2 numaralı sütunda gel�r�n negat�f yönlü etk�s� 1 numaralı sütuna göre artmıştır (-0.0919'dan -
0.1125'e). 2 numaralı sütunda �lköğret�m değ�şken� �stat�st�ksel olarak anlamlı değ�ld�r. Ger�ye kalan bütün değ�şkenler
�stat�st�ksel olarak anlamlı bulunmuştur. En küçük kareler yaklaşımını kullanan bu �k� yaklaşımda değerler ortalama değer �ç�n
hesaplanmaktadır. Örneğ�n gel�r�n etk�s� 2 numaralı sütunda -0.1125'd�r ve bu ver� set� ortalama değer�n� �fade etmekted�r. Ancak
gel�r�n gıda harcamaları üzer�ndek� etk�s�n�n haneler�n yoksulluk düzeyler�ne göre değ�şeb�leceğ�n�n beklenmes� neden�yle d�l�m
regresyon sonuçlarının daha ayrıntılı sonuçlar verd�ğ� söyleneb�l�r.
4 �le 8. sütun arası d�l�m regresyon sonuçlarını �çermekted�r. Burada 5 numaralı sütun ortanca değer �ç�n (QR50) hesaplanan
etk�y� göstermekted�r. Bu değer 1 numaralı sütun �le kıyaslanab�l�r. Ortalama değer �ç�n -0.0919, ortanca değer �ç�n -0.1024 b�r
gel�r etk�s� hesaplanmıştır. Bu değerler b�rb�rler�ne yakındır. Ancak ortanca değer�n özell�kle uç değerlerden etk�lenme
potans�yel�n�n daha düşük olması neden�yle daha sağlıklı b�r sonuç olduğu söyleneb�l�r. 4 �le 8. sütun arasında gözlemlenen b�r
d�ğer bulgu, gel�r�n gıda harcama payları üzer�ndek� negat�f yönlü etk�s�n�n yoksul hanelere doğru g�d�ld�kçe artmasıdır. Örneğ�n
QR10'da yer alan hanelerde (zeng�n hanelerde) gel�r�n etk�s� -0.0629 �ken, QR75'de yer alan hanelerde (görel� olarak daha yoksul
veya gıda harcama payları daha yüksek) gel�r�n etk�s� -0.1160'dır. Ancak negat�f yönlü etk�n�n yoksullara doğru g�d�ld�kçe artması
bel�rl� b�r noktadan sonra durmaktadır. QR75 �le QR90 d�l�mler�nde yer alan hanelerde gel�r�n etk�s� b�rb�rler�ne çok yakındır.
Son olarak 8 �le 12. sütun arasında y�ne d�l�m regresyon kullanılmakta, ancak burada harcama değ�şken� �ç�n yıllık
kullanılab�l�r gel�r araç değ�şken olarak kullanılmaktadır. Bu konu yöntem bölümünde anlatıldığı g�b� harcama değ�şken�n�n
�çsell�ğ� �le �lg�l�d�r. Yapılan bu son hesaplamada gel�r�n negat�f yönlü etk�s�n�n yoksul hanelere göre arttığı bulgusu daha net b�r
şek�lde gözlemlenmekted�r. Örneğ�n 8. sütunda QR10 �ç�n -0.0604 olan gel�r�n etk�s� 11. sütunda QR75 �ç�n -0.1370 olmaktadır.
B�r öncek� d�l�m regresyon hesaplamasından farklı olarak gel�r�n negat�f yönlü etk�s�nde bel�rl� b�r yoksulluk düzey�n� aştıktan
sonra meydana gelen durma burada gözlemlenmemekted�r. QR75 �ç�n -0.1370 olan gel�r etk�s�, QR90 �ç�n -0.1541 olmaktadır.
Böylel�kle harcama değ�şken�n�n �çsell�ğ�n�n d�kkate alınmasının yoksullar �ç�n gel�r�n önem�n� daha açık b�r şek�lde ortaya
koyduğu sonucuna varılmıştır.
120
Dem�rdöğen, Olhan, Aykaç / Tarım Ekonom�s� Derg�s� 25 (1), 2019
Değ
�şk
enle
r (1
) O
LS
(2
) O
LS
+IV
(3
) Q
R10
(4
) Q
R25
(5
) Q
R50
(6
) Q
R75
(7
) Q
R90
(8
) Q
R10
-IV
(9
) Q
R25
-IV
(1
0)
QR
50-I
V
(11)
Q
R75
-IV
(1
2)
QR
90
-IV
Gel
�r
-0.0
919*
**
-0.1
125*
**
-0.0
629*
**
-0.0
830*
**
-0.1
024*
**
-0.1
160*
**
-0.1
145*
**
-0.0
604*
**
-0.0
860*
**
-0.1
127*
**
-0.1
370*
**
-0.1
54
1*
**
(0.0
006
) (0
.000
8)
(0.0
003)
(0
.000
3)
(0.0
004)
(0
.000
7)
(0.0
012)
(0
.000
9)
(0.0
007)
(0
.000
6)
(0.0
007)
(0
.00
09
)
Yaş
0.
0016
***
0.0
016*
**
0.0
010*
**
0.0
013*
**
0.00
17**
* 0.
0021
***
0.00
23**
* 0.
0010
***
0.00
13**
* 0.
0017
***
0.00
20**
* 0.
00
23
**
* (0
.00
00)
(0
.000
0)
(0.0
000)
(0
.000
0)
(0.0
000)
(0
.000
0)
(0.0
001)
(0
.000
0)
(0.0
000)
(0
.000
0)
(0.0
000)
(0
.00
00
)
Han
e B
üyük
lüğü
0.
0155
***
0.0
187*
**
0.0
148*
**
0.0
159*
**
0.01
71**
* 0.
0171
***
0.01
41**
* 0.
0145
***
0.01
63**
* 0.
0183
***
0.01
96**
* 0.
01
90
**
* (0
.00
03)
(0.0
003
) (0
.000
2)
(0.0
002)
(0
.000
3)
(0.0
004)
(0
.000
5)
(0.0
004)
(0
.000
3)
(0.0
003)
(0
.000
3)
(0.0
00
5)
K�r
acı
-0.0
320*
**
-0.0
335*
**
-0.0
114*
**
-0.0
160*
**
-0.0
229*
**
-0.0
348*
**
-0.0
538*
**
-0.0
109*
**
-0.0
163*
**
-0.0
239*
**
-0.0
361*
**
-0.0
54
1*
**
(0.0
006
) (0
.000
6)
(0.0
005
) (0
.000
5)
(0.0
006)
(0
.000
9)
(0.0
014)
(0
.001
3)
(0.0
010)
(0
.000
9)
(0.0
010)
(0
.00
13
)
Çoc
uk S
ayıs
ı 0.
0076
***
0.0
041*
**
0.0
024*
**
0.0
045*
**
0.00
71**
* 0.
0095
***
0.01
29**
* 0.
0027
***
0.00
40**
* 0.
0056
***
0.00
63**
* 0.
00
70
**
* (0
.00
04)
(0.0
004)
(0
.000
3)
(0.0
003
) (0
.000
4)
(0.0
005)
(0
.000
8)
(0.0
007)
(0
.000
5)
(0.0
005)
(0
.000
5)
(0.0
00
7)
İlkö
ğret
�m
-0.0
105*
**
-0.0
019
0.0
109*
**
0.00
10
-0.0
107*
**
-0.0
233*
**
-0.0
383*
**
0.00
95**
* 0.
0023
* -0
.006
8***
-0
.014
9***
-0
.02
31
**
* (0
.00
11)
(0.0
012)
(0
.001
3)
(0.0
012)
(0
.001
3)
(0.0
017)
(0
.002
4)
(0.0
017)
(0
.001
3)
(0.0
012)
(0
.001
3)
(0.0
01
7)
L�s
e -0
.028
1***
-0
.012
6***
0.
009
0***
-0
.002
5*
-0.0
193*
**
-0.0
454*
**
-0.0
784*
**
0.00
67**
* -0
.000
5 -0
.011
9***
-0
.028
5***
-0
.04
69
**
* (0
.00
13)
(0.0
014)
(0
.001
4)
(0.0
013)
(0
.001
4)
(0.0
019)
(0
.002
8)
(0.0
021)
(0
.001
7)
(0.0
015)
(0
.001
7)
(0.0
02
2)
Ün�
vers
�te
-0.0
276*
**
-0.0
041*
**
0.0
144*
**
0.0
046*
**
-0.0
109*
**
-0.0
402*
**
-0.0
880*
**
0.01
18**
*
0.00
79**
* 0.
0001
-0
.014
8***
-0
.03
65
**
* (0
.00
14)
(0.0
015)
(0
.001
4)
(0.0
013)
(0
.001
4)
(0.0
020)
(0
.002
9)
(0.0
024)
(0
.001
9)
(0.0
017)
(0
.001
9)
(0.0
02
5)
Sab
�t
1.11
18**
*
1.3
037*
**
0.7
000*
**
0.9
449*
**
1.19
27**
* 1.
4044
***
1.49
12**
* 0.
6790
***
0.97
08**
* 1.
2884
***
1.60
08**
* 1.
86
13
**
* (0
.00
60)
(0.0
079)
(0
.004
0)
(0.0
036)
(0
.004
7)
(0.0
073)
(0
.011
7)
(0.0
089)
(0
.006
8)
(0.0
063)
(0
.007
0)
(0.0
09
1)
Yıl
Kuk
lala
rı
Eve
t E
vet
Eve
t E
vet
Eve
t E
vet
Eve
t E
vet
Eve
t E
vet
Eve
t E
vet
G
özle
m S
ayıs
ı 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,69
2 17
3,6
92
�z
elge
2. G
ıda
Tük
et�m
� Ü
zer�
ne E
tk�l
� P
aram
etre
Değ
erle
r�
Not
: O
LS,
en
küçü
k ka
rele
r ya
klaş
ımın
ı, I
V �ç
sel d
eğ�ş
ken
yakl
aşım
ını,
QR
'ler
gıda
har
cam
a pa
ylar
ına
göre
hes
apla
nan
d�l�
m r
egre
syon
hes
apla
mal
arın
ı, Q
R+
IV �s
e �ç
sell
�ğ�n
d�k
kate
alı
ndığ
ı d�l
�m r
egre
syon
he
sapl
amal
arın
ı gös
term
ekte
d�r.
QR
10 e
n dü
şük
gıda
har
cam
a pa
yına
sah
�p h
anel
er�,
QR
90 �s
e en
yük
sek
gıda
har
cam
a pa
yına
sah
�p h
anel
er� g
öste
rmek
ted�
r. P
aran
tez
�çer
�s�n
de y
er a
lan
değe
rler
sta
ndar
t ha
tala
rdır
. 1
ve 7
num
aral
ı sü
tund
a ye
r al
an s
tand
art
hata
lar
robu
st,
8 ve
12
num
aral
ı sü
tunl
arda
yer
ala
n st
anda
rt h
atal
ar r
obus
t de
ğ�ll
erd�
r. Y
ıldı
zlar
�st
at�s
t�ks
el a
nlam
düz
ey�n
� �f
ade
etm
ekte
d�r:
***
p<
0.01
, **
p<0.
05, *
p<
0.1.
Türk�ye'de Gel�r�n Gıda Tüket�m� Üzer�ne Etk�s�
121
5. TARTIŞMA
Gel�r�n gıda harcama payları üzer�ndek� etk�s�n�n yoksul hanelerde daha yüksek olması özell�kle uygulanılacak sosyal
pol�t�kalar açısından önem arz etmekted�r. Ç�zelge 2'de yer alan gel�r etk� katsayıları ve d�l�m özel�nde gıda harcama payları
kullanılarak gel�r esnekl�kler� hesaplanmış ve Şek�l 1'de göster�lm�şt�r. Gr� barlar d�l�m regresyona bağlı, s�yah barlar �se �çsell�ğ�
d�kkate alan d�l�m regresyona bağlı hesaplanan esnekl�k değerler�n� göstermekted�r. D�l�m regresyon hesaplamalarında gel�r
esnekl�ğ�n�n yoksul hanelere doğru g�d�ld�kçe arttığı gözlenmekted�r. Ancak bu artış �çsell�ğ�n d�kkate alındığı hesaplamalarda
daha düşük olmaktadır.
L�teratürde gel�r ve fiyatın gıda ürünler� özel�nde etk�s�n� ve bu etk�ye bağlı esnekl�kler� hesaplayan b�rçok çalışma
bulunmaktadır. Ancak bu çalışmalarda ürün özel�nde hesaplamalar ve özell�kle ürünlere bağlı kalor� hesaplarına odaklanılması
neden�yle çalışma bulgularının kıyaslanması güçleşmekted�r. Ç�zelge 3'de �se gel�r (harcama) esnekl�kler� gıda ürünler�
toplamında göster�lmekted�r. Yapılan çalışmaların büyük çoğunluğu AIDS model�n� kullanmaktadır. Ancak bu model �çer�s�nde
son dönemde vurgulanana �çsell�k konusu Ç�zelge 3'de yer alan çalışmaların b�rçoğunda d�kkate alınmamaktadır. Ek olarak
çalışmalar ne kadar esk� olursa o kadar az ver� kullanıldığı gözlenmekted�r. Geçm�ş yıllarda özell�kle zaman ser�s� ver�ler�ne
dayanan b�r esnekl�k hesaplandığı, günümüzde �se gel�şen ver� setler�ne bağlı olarak hanehalkı özel�nde toplanan ver�ler �le
anal�zler�n gerçekleşt�r�lm�şt�r. Türk�ye özel�nde yapılan çalışmalarda harcamanın gıda esnekl�ğ� değerler� b�rb�rler�ne oldukça
yakındır ve b�z�m hesaplamamız da l�teratür �le uyum göstermekted�r. Work�ng Leser Model�'n� kullanarak d�l�m regresyon �le
tahm�nler�n yapıldığı Aykaç (2018) tahm�n sonuçları �le uyumlu sonuçlara ulaşılmakta, farklı olarak araç değ�şken kullanımının
özell�kle QR75 ve QR90 düzeyler�ndek� tahm�nlerde farklılık yaratmakta olduğu görülmekted�r. Bu çalışma �le Aykaç (2018)
çalışması arasındak� esnekl�k farklılıkları �se mevcut çalışmada esnekl�k hesaplamalarında d�l�m özel�nde ortalamaların d�kkate
alınması ve yıl özel�nde tahm�nler yer�ne gözlem dönem�n�n tamamını d�kkate almaktan ve yıl etk�s�n�n kukla değ�şkenler �le
modele dah�l ed�lmes�nden kaynaklanmaktadır. Türk�ye Afr�ka ülkeler�ne göre gel�r esnekl�ğ� düşük, gel�şm�ş ülkelere göre gel�r
esnekl�ğ� yüksek b�r ülked�r.
Araştırmacılar talep anal�z� çalışmalarında genell�kle gel�r ve fiyat esnekl�kler�ne odaklanmışlardır. Bu sebepten Ç�zelge
3'de yer alan çalışmalarda gel�r ve fiyat etk�s� dışında d�ğer değ�şkenler�n (hanehalkı büyüklüğü, hane re�s�n�n yaşı ve eğ�t�m)
etk�ler� yayımlanmamaktadır. Bu durum gıda harcamaları özel�nde gel�r veya fiyat dışında d�ğer değ�şkenler�n etk�ler�n�n farklı
çalışma ve ülke özel�nde karşılaştırılmasını engellemekted�r.
122
Şek�l 1. Gıda Harcama Payları D�l�mler�ne Göre Gel�r Esnekl�kler�
Not: D�l�m özel�nde ortalama değerler kullanılarak hesaplanan esnekl�k hesaplamalarını göstermekted�r. QR d�l�m regresyona bağlı, QR+IV �se �çsell�ğ� d�kkate alan d�l�m regresyona bağlı hesaplanan sonuçları �fade etmekted�r.
Dem�rdöğen, Olhan, Aykaç / Tarım Ekonom�s� Derg�s� 25 (1), 2019
6. SONUÇ
Bu çalışmada Türk�ye'de yaklaşık 175 b�n haneden elde ed�len tüket�m ver�ler� kullanılarak gel�r�n tüket�m üzer�ndek�
etk�s� ölçülmüştür. Engel Yasası �le uyumlu b�r şek�lde haneler�n gel�rler� arttıkça gıda harcama paylarının azaldığı bulunmuştur.
Haneler arası farklılıklar vurgulanmış ve l�teratürde hesaplanan değerler�n ortalama değerler� �fade edeceğ� vurgulanmış ve bu
sebepten d�l�m regresyon yaklaşımından faydalanılmıştır. D�l�m regresyonuna ek olarak da harcama değ�şken�n�n �çsell�ğ�
konusu d�kkate alınmıştır. D�l�m regresyon �le �çsell�ğ�n b�rl�kte d�kkate alınmasına bağlı olarak gel�r�n etk�s�n�n özell�kle yoksul
haneler �ç�n daha net hesaplanab�leceğ� ve bu �k� konunun �hmal ed�lmes� durumunda gel�r�n gıda tüket�m� üzer�ndek� etk�s�n�n
yoksullar �ç�n daha düşük hesaplanab�leceğ� sonucuna varılmıştır. Her ne kadar �ncelenen dönemde reel b�r gel�r artışı söz konusu
olsa da, çalışma bulguları geçm�ş çalışmalar �le kıyaslandığında �lg�l� dönem�n harcama davranışları açısından öneml� b�r farklılık
ortaya çıkarmadığı gözlemlenm�şt�r.
Gelecek çalışmalarda gıda tüket�m� düzey� üzer�nde etk�l� olan öğeler�n yanı sıra gıda tüket�m�n�n dağılımı konusu
�nceleneb�l�r. Özell�kle 2000'l� yıllarda meydana gelen ekonom�k ve gıda kr�zler�n�n gıda tüket�m� üzer�ndek� etk�s�, tüket�m
eş�ts�zl�ğ� �le b�rl�kte değerlend�r�lerek sosyal pol�t�kaların bel�rlenmes� konusunda pol�t�ka yapıcılara kullanışlı bulgular
sunab�l�r. Ayrıca haneler arası gel�r, eğ�t�m, �st�hdam p�yasalarına katılım vb. değ�şkenler açısından farklılıkların, tüket�m
üzer�nde yaratacağı etk�n�n tesp�t ed�lmes�n�n pol�t�ka odak gruplarının bel�rlenmes�nde yararlı olacağı düşünülmekted�r.
Teşekkürler
Türk�ye İstat�st�k Kurumu'na çalışma kapsamında kullanılan ver� set�n� sağlaması ve Hülya Kuzu'ya da ver� set�n�n
düzenlenmes� aşamasındak� yardımları �ç�n teşekkür eder�z.
KAYNAKLAR
ABDULAI, A. I. & AUBERT, D. 2002. Does Income Really Matter? Nonparametr�c and Parametr�c Est�mates of the Demand for
Calor�es �n Tanzan�a. 10. EAAE Congress. Explor�ng D�vers�ty �n the European Agr�-Food System, Zaragoza, Spa�n, 28-31
August 2002.
AKBAY, C., BOZ, I. & CHERN, W. S. 2007. Household food consumpt�on �n Turkey. European Rev�ew of Agr�cultural Econom�cs,
34, 209-231.
ALPAY, S. & KOC, A. Household demand �n Turkey: an appl�cat�on of almost �deal demand system w�th spat�al cost �ndex.
Econom�c Research Forum Work�ng Papers, 2002.
AYKAÇ, G. 2018. Engel Yasası'nın Türk�ye Sınaması ve Gıda Taleb�n�n Gel�r Esnekl�ğ�: Gıda Harcamalarının Bütçe Payının
Hane Profil� ve Toplam Harcama �le İl�şk�s� (2003-2013). Sosyoekonom�, 26, 105-133.
BALINEAU, G. 2015. Fa�r Trade? Yes, but not at Chr�stmas! Ev�dence from scanner data on real French Fa�rtrade purchases.
Agence França�se de Développement / French Development Agency.
BALLI, F. & TIEZZI, S. 2009. Equ�valence scales, the cost of ch�ldren and household consumpt�on patterns �n Italy. Rev�ew of
Econom�cs of the Household, 8, 527-549.
123
Yazar Model İçsell�k Gözlem Sayısı
Ülke Esnekl�k
Bu çalışma Work�ng-Leser Evet 174045 Türk�ye 0.57 Aykaç (2018) Work�ng-Leser Hayır 9978 Türk�ye 0.62-0.65 Akbay v.d. (2007) AIDS Hayır 25738 Türk�ye 0.58 Alpay ve Koc (2002) AIDS Hayır 855 Türk�ye 0.56 Ecker ve Qa�m (2008) QUAIDS Hayır 11280 Malav� 0.87 Staud�gel ve Schrock (2015) AIDS Hayır 55288 Rusya 0.95 Mol�na (1994) AIDS Hayır 25 İspanya 0.88 Deaton ve Muellbauer (1980) AIDS Hayır 20 İng�ltere 0.21 T�ffin ve T�ffin (1999) AIDS Hayır 22 İng�ltere 0.52 Mergos ve Donatos (1989) AIDS Hayır 26 Yunan�stan 0.67 Klonar�s ve Hallam (2003) AIDS Hayır 36 Yunan�stan 0.83 Ball� ve T�ezz� (2009) AIDS Hayır 43701 İtalya 0.66 Blanc�fort� ve Green (1983) AIDS Hayır 30 ABD 0.37 Holcomb v.d. (1995) Work�ng-Leser Hayır 4495 ABD 0.50 Menezes v.d. (2008) AIDS Evet 200 Brez�lya 0.52
Ç�zelge 3. Farklı Ülke Örnekler�ne Göre Gıdanın Gel�r Esnekl�kler�
Not: Bu çalışma olarak �fade ed�len �lk satırdak� esnekl�k değer� (0.57) �çsell�ğ�n d�kkate alındığı QR+IV yaklaşımında ortanca değer QR50 �ç�n hesaplanan değer� göstermekted�r. Aykaç (2018) her yıl �ç�n ayrı ayrı hesaplamalar yapıldığı �ç�n buradak� gözlem sayısı tek b�r yılı �fade etmekted�r.
Türk�ye'de Gel�r�n Gıda Tüket�m� Üzer�ne Etk�s�
124
BANKS, J., BLUNDELL, R. & LEWBEL, A. 1997. Quadrat�c Engel Curves and Consumer Demand. The Rev�ew of Econom�cs
and Stat�st�cs, 79, 527-539.
BILGIC, A. & YEN, S. T. 2013. Household food demand �n Turkey: A two-step demand system approach. Food Pol�cy, 43, 267-
277.
BILGIC, A. & YEN, S. T. 2014. Demand for meat and da�ry products by Turk�sh households: a Bayes�an censored system
approach. Agr�cultural Econom�cs, 45, 117-127.
BLANCIFORTI, L. & GREEN, R. 1983. An Almost Ideal Demand System Incorporat�ng Hab�ts - an Analys�s of Expend�tures on
Food and Aggregate Commod�ty Groups. Rev�ew of Econom�cs and Stat�st�cs, 65, 511-515.
BLUNDELL, R., DUNCAN, A. & PENDAKUR, K. 1998. Sem�parametr�c est�mat�on and consumer demand. Journal of Appl�ed
Econometr�cs, 13, 435-461.
BLUNDELL, R. & ROBIN, J. M. 1999. Est�mat�on �n large and d�saggregated demand systems: an est�mator for cond�t�onally
l�near systems. Journal of Appl�ed Econometr�cs, 14, 209-232.
CHERNOZHUKOV, V. & HANSEN, C. 2006. Instrumental quant�le regress�on �nference for structural and treatment effect
models. Journal of Econometr�cs, 132, 491-525.
CHERNOZHUKOV, V. & HANSEN, C. 2008. Instrumental var�able quant�le regress�on: A robust �nference approach. Journal of
Econometr�cs, 142, 379-398.
CLEMENTS, K. W. & CHEN, D. 1996. Fundamental s�m�lar�t�es �n consumer behav�our. Appl�ed Econom�cs, 28, 747-757.
CLEMENTS, K. W. & SI, J. 2018. Engel's Law, D�et D�vers�ty, and the Qual�ty of Food Consumpt�on. Amer�can Journal of
Agr�cultural Econom�cs, 100, 1-22.
ÇOLAK, Ö. F., ÖZTÜRKLER, H. & TOKATLIOĞLU, İ. 2008. Türk�ye'de tüket�m fonks�yonunun d�l�m regresyon yöntem� �le
tahm�n�. Ikt�sat Isletme ve F�nans, 23, 62-93.
DEATON, A. & MUELLBAUER, J. 1980. An almost �deal demand system. The Amer�can econom�c rev�ew, 70, 312-326.
ECKER, O. & QAIM, M. Income and pr�ce elast�c�t�es of food demand and nutr�ent consumpt�on �n Malaw�. Amer�can
Agr�cultural Econom�cs Assoc�at�on Annual Meet�ng, Orlando FL, July, 2008. 27-29.
ECKER, O. & QAIM, M. 2011. Analyz�ng Nutr�t�onal Impacts of Pol�c�es: An Emp�r�cal Study for Malaw�. World Development,
39, 412-428.
ENGEL, E. 1857. D�e product�ons-und consumt�onsverhältn�sse des kön�gre�chs sachsen. Ze�tschr�ft des Stat�st�schen Büreaus
des Kön�gl�ch Säch�schen M�n�ster�ums des Innern, 8, 1-54.
ENGEL, E. 1895. D�e Lebenskosten belg�scher Arbe�ter-Fam�l�en früher und jetzt. Bullet�n de Inst�tut Internat�onal de
Stat�st�que.
GRIMARD, F. 1996. Does the poor's consumpt�on of calor�es respond to changes �n �ncome? Ev�dence from Pak�stan. The
Pak�stan Development Rev�ew, 257-283.
HOLCOMB, R., PARK, J. & CAPPS, O. 1995. Rev�s�t�ng Engel's law: Exam�n�ng expend�ture patterns for food at home and away
from home. Amer�can Journal of Agr�cultural Econom�cs, 77, 1367-1367.
KEDIR, A. & GIRMA, S. 2007. Quadrat�c Engel Curves w�th Measurement Error: Ev�dence from a Budget Survey. Oxford
Bullet�n of Econom�cs and Stat�st�cs, 69, 123-138.
KLONARIS, S. & HALLAM, D. 2003. Cond�t�onal and uncond�t�onal food demand elast�c�t�es �n a dynam�c mult�stage demand
system. Appl�ed Econom�cs, 35, 503-514.
KOENKER, R. & BASSETT, G. 1978. Regress�on Quant�les. Econometr�ca, 46, 33-50.
KOENKER, R., CHESHER, A. & JACKSON, M. 2005. Quant�le Regress�on, Cambr�dge Un�vers�ty Press.
KWAK, D. W. 2010. Instrumental var�able quant�le regress�on method for endogenous treatment effect. Work�ng Paper.
LARSON, D., MARTIN, W., SAHIN, S. & TSIGAS, M. 2016. Agr�cultural Pol�c�es and Trade Paths �n Turkey. The World Economy,
39, 1194-1224.
LESER, C. E. V. 1963. Forms of Engel Funct�ons. Econometr�ca, 31, 694-703.
MENEZES, T. A., AZZONI, C. R. & SILVEIRA, F. G. 2008. Demand elast�c�t�es for food products �n Braz�l: a two-stage budget�ng
system. Appl�ed Econom�cs, 40, 2557-2572.
MERGOS, G. J. & DONATOS, G. S. 1989. Consumer-Behav�or �n Greece - an Appl�cat�on of the Almost Ideal Demand System.
Appl�ed Econom�cs, 21, 983-993.
MOLINA, J. A. 1994. Food Demand �n Spa�n - an Appl�cat�on of the Almost Ideal System. Journal of Agr�cultural Econom�cs, 45,
252-258.
OECD. 2017. Income �nequal�ty [Onl�ne]. Ava�lable: https://data.oecd.org/�nequal�ty/�ncome-�nequal�ty.htm [Er�ş�m Tar�h�:
10.18. 2017].
OGUNDARI, K. & ABDULAI, A. 2013. Exam�n�ng the heterogene�ty �n calor�e-�ncome elast�c�t�es: A meta-analys�s. Food
Pol�cy, 40, 119-128.
PARK, J. L., HOLCOMB, R. B., RAPER, K. C. & CAPPS, O. 1996. A Demand Systems Analys�s of Food Commod�t�es by U.S.
Households Segmented by Income. Amer�can Journal of Agr�cultural Econom�cs, 78, 290-300.
Dem�rdöğen, Olhan, Aykaç / Tarım Ekonom�s� Derg�s� 25 (1), 2019
125
RAPER, K. C., WANZALA, M. N. & NAYGA, R. M. 2002. Food expend�tures and household demograph�c compos�t�on �n the US: a
demand systems approach. Appl�ed Econom�cs, 34, 981-992.
SANTERAMO, F. G. & SHABNAM, N. 2015. The �ncome-elast�c�ty of calor�es, macro- and m�cro-nutr�ents: What �s the l�terature
tell�ng us? Food Research Internat�onal, 76, 932-937.
SENGUL, S. & TUNCER, İ. 2005. Poverty levels and food demand of the poor �n Turkey. Agr�bus�ness, 21, 289-311.
SKOUFIAS, E. 2003. Is the Calor�e–Income Elast�c�ty Sens�t�ve to Pr�ce Changes? Ev�dence from Indones�a. World
Development, 31, 1291-1307.
STAUDIGEL, M. & SCHROCK, R. 2015. Food Demand �n Russ�a: Heterogeneous Consumer Segments over T�me. Journal of
Agr�cultural Econom�cs, 66, 615-639.
TIFFIN, A. & TIFFIN, R. 1999. Est�mates of food demand elast�c�t�es for Great Br�ta�n: 1972-1994. Journal of Agr�cultural
Econom�cs, 50, 140-147.
UNNEVEHR, L., EALES, J., JENSEN, H., LUSK, J., MCCLUSKEY, J. & KINSEY, J. 2010. Food and Consumer Econom�cs.
Amer�can Journal of Agr�cultural Econom�cs, 92, 506-521.
WORKING, H. 1943. Stat�st�cal Laws of Fam�ly Expend�ture. Journal of the Amer�can Stat�st�cal Assoc�at�on, 38, 43-56.
WORLD BANK. 2019. World Development Ind�cators [Onl�ne]. Ava�lable: http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx?
source=world-development-�nd�cators [Er�ş�m Tar�h�: 06.05 2019].
ZHOU, D. & YU, X. H. 2015. Calor�e Elast�c�t�es w�th Income Dynam�cs: Ev�dence from the L�terature. Appl�ed Econom�c
Perspect�ves and Pol�cy, 37, 575-601.
Türk�ye'de Gel�r�n Gıda Tüket�m� Üzer�ne Etk�s�
