Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği: Varlık Göstergeleri ve …documents.worldbank.org/curated/en/113371468120271864/... · 2016-07-13 · Çevirenin notu: Bu işleme literatürde

Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği:Varlık Göstergeleri ve Kadınların Altyapı Değişkenleri

Kullanılarak Yapılan Bir Değerlendirme

Türkiye Cumhuriyeti Devlet Planlama Teşkilatı ve

Dünya Bankası

Refah ve Sosyal Politika Analitik Çalışma Programı

Çalışma Raporu Sayı: 3

Ankara, Mart 2010

Francisco H. G. FerreiraDünya Bankası

Jérémie GignouxDünya Bankası

Meltem AranOxford Üniversitesi ve Dünya Bankası

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

Pub

lic D

iscl

osur

e A

utho

rized

wb425962

Typewritten Text

75432

Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği:Varlık Göstergeleri ve Kadınların Altyapı DeğişkenleriKullanılarak Yapılan Bir Değerlendirme

Türkiye Cumhuriyeti Devlet Planlama TeşkilatıveDünya BankasıRefah ve Sosyal Politika Analitik Çalışma Programı

Çalışma Raporu Sayı: 3

Francisco H. G. FerreiraDünya Bankası

Jérémie Gignoux Dünya Bankası

Meltem Aran1

Oxford Üniversitesi ve Dünya Bankası

Ankara, Mart 2010

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.

Devlet Planlama Teskilatı

iiiTürkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği

Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği

Özet ........................................................................................................................................................................ v1. Giriş ..................................................................................................................................................................... 12. Veriler .................................................................................................................................................................. 23. Eşitsizlik Algıları ................................................................................................................................................ 34. Zengilik Düzeyiyle İlgili Fırsat Eşitsizliği .......................................................................................................... 45. Hanehalkı Zenginlik Düzeyiyle İlgili Fırsat Profilleri ........................................................................................ 96. Tüketimde Fırsat Eşitsizliği ................................................................................................................................ 117. Sonuçlar .............................................................................................................................................................. 13Ek ........................................................................................................................................................................ 15Kaynakça ................................................................................................................................................................. 17

İçindekiler

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.

vTürkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği

1Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği

1. Giriş

1. Türkiye’deki ekonomik eşitsizlik ilk bakışta çok yüksek görünmemektedir. Aran ve arkadaşlarına (2008) göre, 2006’da yapılan hanehalkı bütçe araştırmasında denk yetişkin birey başına düşen tüketim harcaması için Gini katsayısı 0.31’dir. Bu sonuç, Yunanistan (0.36, tüketim) ve İngiltere (0.34, gelir) ile aynı geniş aralıktadır. İsveç (0.25, gelir) gibi Kuzey Avrupa’nın daha eşitlikçi toplumlarından oldukça yüksek, komşu İran’dan (0.43, tüketim) ya da Afrika ve Latin Amerika’daki bir çok ülkeden ise çok daha düşüktür.2

2. Ancak, Türkler’in %85’inden fazlası “ülkedeki zengin-yoksul makas aralığının azaltılması gerekir” ifadesine katılmakta ya da kesinlikle katılmakta, %92’si ise sözkonusu aralığın azaltılması için Devletin “etkin bir rol alması” gerektiğini düşünmektedir.3 Bir karşılaştırma yapacak olursak, (2000 yılındaki) Dünya Değer Araştırması’nda (WVS) 69 ülkedeki katılımcıların yalnızca %50’si “Bireysel çabaları teşvik etmesi bakımından daha büyük gelir farklılıklarına ihtiyacımız vardır” ifadesi yerine “ Ülkemde gelirler daha eşit hale getirilmelidir” ifadesini seçmiştir.

3. Türkler arasında özel olarak bir eşitsizlik kar-şıtlığı mı var? Makul bir düzeyde olmasına rağmen Türkiye’de eşitsizlik neden bu derece kötü bir şöhrete sahip görünüyor? Aynı araştırmadaki üçüncü bir soruya verilen cevaplar muhtemel bir ipucu sunmaktadır: “ül-kemizde bazı insanların yardıma muhtaç olmalarının temel sebebi nedir” diye sorulduğunda, %63 “toplum-daki adaletsizlik” cevabını seçmiştir. Türklerin daha çok karşı çıktıkları, bireylerin kendi çabalarının sonu-cu olan eşitsizlikten ziyade bireylerin kontrolü altında olmayan koşullardan kaynaklanan eşitsizlik midir?

4. Ahlak felsefesinde, fırsat eşitsizliğini diğer eşitsizlik kaynaklarından ayrı tutan ve ancak birin-cisini ahlaki açıdan karşı çıkılabilir bulan bir ge-lenek bulunmaktadır (Dworkin, 1981, Arneson, 1989, Cohen, 1989). Bu literatürün etkili bir kolu “eşit fırsatı”, yalnızca önceden belirlenmiş, dışsal ve ahlaki açıdan ilgisi olmayan, ırk, cinsiyet, aile

altyapısı, doğum yeri vb. gibi koşullar bakımından farklılık gösteren gruplar arasında eşitsizliğin olmadığı hipotetik bir durum olarak tanımlamaktadır (Roemer, 1998). Herhangi bir çıktıdaki (gelir, eğitim, varlık düzeyi) eşitsizlik, çıktı ancak söz konusu koşullardan bağımsız olduğu ölçüde, etik olarak kabul edilebilir.4

5. Türklerin asıl karşı çıktıkları, şans ya da çaba gibi çıktı eşitsizliğinin diğer kaynaklarından ziyade, algılanan yüksek düzeydeki fırsat eşitsizliği gibi görünmektedir. Eşitsizlikle beraber toplumsal katman-lar arası geçişliliğin düşük olduğu durumlarda, insanların eşitsizliğe daha olumsuz yaklaştıkları konusunda elbette bazı bulgular mevcuttur. Alesina, Di Tella ve MacCulloch (2004), ABD’de ve Avrupa’da yerel eşitsizliğin “mutluluk” üzerine etkisini kar-şılaştırıp, elde ettikleri bulguların Bénabou ve Ok’un (2001) “Yukarı Yönlü Hareketlilik İhtimali” (YYHİ) hipotezini – yani toplumsal katmanlar arası geçişliliğin daha yüksek olarak algılandığı toplumlarda eşitsizliğin daha az karşı çıkılabilir olduğu tezini – desteklediğini ortaya koymuştur. Sözkonusu hareketliliğin kısıtlı olduğu toplumlarda, eşitsizlik daha kalıcı görünmekte, dolayısıyla daha fazla mutsuzluğa neden olmaktadır.5 Fırsat eşitsizliğinin büyüklüğü, YYHİ hipotezinin kuşaklararası bir versiyonu ile yakından ilintilidir: insanlar çocuklarının geleceklerinin büyük oranda geçmişten gelen altyapıları tarafından belirlendiğini düşündükleri ve dolayısıyla kuşaklar arasında çok az hareketlilik olduğunu hissettikleri zaman eşitsizliğe karşı çıkmaktadır.

6. Bu makalede, Türkiye’deki ekonomik fırsat eşitsizliğinin düzeyi ve doğası araştırılmaktadır. Roemer (1998), Bourguignon vd. (2007) ve Ferreira and Gignoux’ yu (2008) takip ederek, fırsat eşitsizliğini, nüfusu yalnızca ahlaki açıdan ilişkisiz, önceden belirlenmiş koşullara göre gruplara ayırarak hesaplanan eşitsizliğin gruplar-arası payı ile ilişkilendiriyoruz. Türkiye örneğinde, bu koşul değişkenleri doğum yeri (hem kır-kent durumu hem de bölge olarak) ile birlikte aile altyapısını da (anne ve babanın eğitim durumu, 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)

2 Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği

7. Diğer bir çok ülkede olduğu gibi, Türkiye’de fırsat eşitsizliğinin ölçümünde kullanılan bu yönteme ilişkin yabana atılamayacak bir veri sorunu bulunmaktadır: Ne hanehalkı geliri veya tüketimi üzerine, ne de önceden belirlenmiş temel koşullar üzerine tatmin edici bilgi içeren tek bir araştırma yoktur. Özellikle, hanehalkı tüketimi ile ilgili güvenilir veriler içeren Hanehalkı Bütçe Araştırması (HBA), çalışma yaşındaki bireylerin aile yapılarıyla ilgili bilgi sunmamaktadır. Diğer taraftan, nüfusun geniş bir altkümesi için aile altyapısı değişkenleri sunan Türkiye Nüfus ve Sağlık Araştırması (TNSA), gelir ya da tüketimle ilgili yeterince detaylı bilgi içermemektedir.

8. Biz, bu veri kısıtlamalarından kaçınmak için iki alternatif yaklaşım kullanmaktayız. Öncelikle, (temel-bileşenlere- dayalı varlık endeksi ve TNSA’da yer alan bilgileri kullanarak oluşturulan hayatı kolaylaştırıcı olanaklara erişimle ölçülen) hanenin varlık düzeyini, ekonomik durumun alternatif bir göstergesi olarak kullanmaktayız. İkinci olarak, her iki araştırmada (HBA ve TNSA) birden yer alan diğer değişkenler ve tüketim arasındaki korelasyon temelinde HBA’daki tüketim verilerini TNSA tüketim değerlerine çevirerek6, iki temel veri setinden elde edilen bilgileri birleştiriyoruz. Sözkonusu korelasyon yapısındaki olası hatalardan dolayı TNSA’daki tüketim varyansını eksik hesaplamamak için, McKenzie (2005) tarafından geliştirilen bootstrap tahmin metodunu (bootstrap prediction method) kullanıyoruz. Tahminlerin küçük hücre-büyüklüğü ve işlevsel biçim varsayımlarına duyarlılığını test etmek amacıyla, hem zenginlik hem de tahmin edilen (imputed) tüketim için parametrik ve parametrik olmayan hesaplama yöntemlerini kullanıyoruz.

9. Birleştirilmiş veri setlerimizde gözlemlenmeyen diğer koşul değişkenlerinin dahil edilmesi nüfus bölümlemesini daha da ayrıntılandıracağı için, ortaya çıkan ekonomik eşitsizlikte fırsat payı ölçümleri, alt-sınır değerleridir (Ferreira ve Gignoux, 2008). Ayrıca, fırsat profillerini oluşturmak amacıyla, nüfus fırsat gruplarına (aynı koşullara sahip birey gruplarına) göre bölümlere ayrılmış ve eşitsizliğin fırsat eşitsizliği ile ilgili kısmı hesaplanmıştır. Bu çalışma sonucunda, “alt sınır” olarak, Türkiye’de kadınlar arasında gözlem-lenen varlık düzeyi bakımından eşitsizliğin yaklaşık üçte birinin fırsat eşitsizliğine bağlı olduğunu bulduk. Hanehalkı tüketimi için, aynı oran dörtte birin biraz

üzerindedir. Fırsat profili, fırsat yoksunluğunun özellikle Doğu illerinin kırsal kesimlerinde ve anneleri okumamış kişilerin hane reisi olduğu aileler arasında özellikle belirgin olduğunu göstermektedir.

10. Bu makale şu şekilde düzenlenmiştir: Bölüm 2, analizde kullanılan veri kümelerini kısaca tanımla-maktadır. Bölüm 3, büyük ölçüde sonraki bölümlere motivasyon kaynağı olarak, Türkiye’de eşitsizlikle ilgili kamu algısının kısa bir değerlendirmesini yap-maktadır. Bu tartışma, Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması (LITS, Türkiye-2006)’dan elde edilen ve-rilere dayanmaktadır (2006). Bölüm 4’de varlık elde etmeyle ilgili fırsatların analizinde kullanılan metod ve bu analizin sonuçları açıklanmaktadır. Bölüm 5’te fırsat profilleri kavramı tanıtılıp, Türkiye’nin varlık fırsatı profili sunulmaktadır. Bölüm 6’da tüketimde fırsat eşitsizliği değerlendirmemiz tartışılmaktadır. Bölüm 7 ise sonuç bölümüdür.

2. Veriler

11. Bu makalede, Türkiye’de yakın zamanda gerçekleştirilen üç ayrı hanehalkı araştırmasının verileri kullanılmaktadır. Bölüm 3’te kısaca özetlenen eşitsizlik algılarıyla ilgili çalışma, 2006’da yapılan Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması (LITS) verilerine dayanmaktadır. Bölüm 4’teki zenginlik düzeyi bakımından fırsat eşitsizliği ölçümü, saha çalışması 2003 yılında gerçekleştirilen Türkiye Nüfus ve Sağlık Araştırması (TNSA) verilerine dayanmaktadır. Bölüm 5’teki tüketimde fırsat eşitsizliği tartışması, saha çalışması 2006 yılında gerçekleştirilen Hanehalkı Bütçe Araştırması’nın (HBA) tüketim verileri kullanılarak TNSA tüketim değerlerinin tahmin edilmesine dayanmaktadır.

12. Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması (LITS), Avrupa İmar ve Kalkınma Bankası tarafından, Avrupa ve Orta Asya’da komünizm sonrası pazar ekonomisine geçiş yapan 28 ülkede ve Türkiye’de gerçekleştirilmiştir. Veriler, Ağustos ve Ekim 2006 tarihleri arasında toplanmıştır. Araştırmanın yapıldığı diğer ülkelerde olduğu gibi, Türkiye’de de ulusal düzeyde genel nüfusu temsil etme özelliğine sahip 1000 haneden oluşan bir örneklem ile mülakat gerçekleştirilmiştir. Yaşam standartları, yoksulluk ve eşitsizlik, devlet kurumlarına güven, piyasa

6 Çevirenin notu: Bu işleme literatürde yerine tahmin ya da impütasyon denilmektedir.


ekonomisine ve demokrasiye yaklaşım konularında bir dizi ayrıntılı soruyu cevaplamak üzere her haneden bir yetişkin rastgele seçilmiştir. Sosyo-ekonomik durum ile ilgili bilgiler de toplanmıştır. Biz, eşitsizlik algıları ve ekonomik hareketlilik ile ilgili bir dizi soru ve bu soruların eğitim durumu, anadil, tüketim harcamaları, kentte ya da kırsal bölgede ikamet etmek gibi bireysel ve hanehalkıyla ilgili özelliklerle nasıl ilişkilendikleri üzerine yoğunlaştık. Maalesef, mülakat yapılan kişilerin ikamet ettikleri bölgeler verilerde sunulmamıştır.

13. Türkiye’nin son Nüfus ve Sağlık Araştırması’na (TNSA) ait saha çalışmaları, Aralık 2003 ile Mart 2004 tarihleri arasında Hacettepe Üniversitesi Nüfus Etütleri Enstitüsü tarafından gerçekleştirilmiştir. Verilerin elde edildiği 10,836 hanelik örneklem, hem ulusal hem de bölgesel (batı, güney, orta, kuzey ve doğu bölgeleri) düzeylerde genel nüfusu temsil etme özelliğine sahiptir. Tüm hanehalkı üyeleri için nüfusun temel sosyo-ekonomik karakteristiklerine ilişkin bilgiler toplanmıştır. Buna ek olarak 15-49 yaş aralığındaki en az bir kez evlilik yapmış tüm kadınlar nüfus ve sağlıkla ilgili ayrıntılı bir anketi cevaplamıştır. Sözkonusu kadınların sayısı 8075’tir.

14. Türkiye Nüfus ve Sağlık Araştırması, kazanç ve tüketim ile ilgili çok sınırlı bilgi içerse de hanehalkının sahip olduğu bazı dayanıklı tüketim malları, konut koşulları ve hayatı kolaylaştırıcı olanaklara erişim hakkında, tıpkı diğer Nüfus ve Sağlık Araştırmaları gibi, yeterli derecede ayrıntılı bilgi sunmaktadır. Bu bilgiler, hanehalkı zenginlik düzeyini ölçmek ve hanehalkı zenginliği dağılımını incelenmek için kullanılmıştır. Nüfus ve Sağlık Araştırması aynı zamanda, en az bir kez evlilik yapmış kadınlar örneklemi için, doğum bölgesi, doğum yerinin türü, anne ve babanın eğitim durumu, cevaplayanın anadili ve kardeş sayısı gibi bir dizi koşul değişkenleri hakkında da bilgiler içermektedir.7 Makalenin kalan bölümlerinde, önceden belirlenmiş koşullarla ilgili bilgiler, en az bir kez evlilik yapmış kadınlar örneklemi için zenginlik düzeyi bakımından fırsat eşitsizliğinin ölçülmesi amacıyla kullanılmıştır.

15. 2006 Hanehalkı Bütçe Araştırması (HBA), ulusal düzeyde genel nüfusu temsil etme özelliğine sahip 8.500 hane ve bunların üyeleri hakkında cinsiyet, bölge türü, ebeveynlerin eğitim durumu ve babanın mesleğini

içeren bilgileri toplamıştır. Hanehalkı tüketim harcama-ları dağılımının değerlendirilmesiyle ilgili temel araş-tırma olan HBA, bu konuda, Türkiye’deki hanelerin mevcut yaşam koşullarıyla ilgili en güvenilir tahminle-ri sunan oldukça ayrıntılı bir anket içermektedir. Örne-ğin, Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması’nda da (LITS) tüketim harcaması modülü bulunmasına rağ-men, bu modül HBA’dakine göre çok daha az ayrın-tılıdır ve çok daha küçük bir örneklemi içermektedir.

3. EşitsizlikAlgıları

16. Yukarıda kısaca açıklanan Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması (LITS), 2006 yılında Türkiye nüfusunu temsil eden bir örneklem üyelerine bir dizi öznel soru sormuştur. Bu sorulardan dördü, Türklerin ekonomik eşitsizliğe yaklaşımları konusunda özellikle bilgilendiricidir. Birinci soruda, insanların “Bugün ülkemizde zenginler ile yoksullar arasındaki uçurumun kapatılması gerekmektedir” ifadesiyle ilgili görüşleri sorulmaktadır. İkincisinde, “Devlet yoksullar ile zenginler arasındaki uçurumun kapatılmasında rol almalı mıdır?” sorusu sorulmaktadır. Hem tüm örneklem için hem de katılımcıların dört farklı özelliğine göre -bölge türü (kent, kır ya da metropol), ana dil, eğitim düzeyi ve tüketim harcamaları- cevapların dağılımı Tablo-1’de sunulmaktadır.

17. Sonuçlar, Türklerin yaşadıkları toplumda gözlem-ledikleri eşitsizliğe büyük oranda karşı olduklarını gösteriyor: örneklemin %85.4’ü Türkiye’de yoksullar ile zenginler arasındaki uçurumun kapatılması ge-rektiğine katılıyor veya kesinlikle katılıyor. Bu oran, LITS anketinin yapıldığı 29 ülke için elde edilen oranlar arasında en yüksek olanıdır. Diğer ülkelerin ortalaması ise %47’dir. LITS anketinin yapıldığı ül-kelerin bazılarında gözlemlenen gelir eşitsizliği sevi-yelerinin Türkiye’den daha yüksek olduğu göz önün-de tutulduğunda (örneğin Rusya’da gelir için Gini katsayısı 49.6’dır), bu durum daha da fazla önem arz etmektedir.8

18. Türklerin büyük çoğunluğu yalnızca eşitsizliğin çok yüksek olduğunu düşünmekle kalmayıp, aynı 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


eliyle yapılacak yeniden dağılıma önemli bir rol biçiyor: araştırmaya katılanların %92’si zengin-yoksul uçurumunun azaltılmasında devletin “etkin bir rol oynaması” gerektiğini düşünüyor. Bu konuyla ilgili 29 LITS ülkesinden elde edilen oranların ortalaması %68’dir. Zenginler ve daha eğitimliler arasında, devlet eliyle yeniden dağıtım yapılmasını destekleyenlerin oranı, tıpkı zengin-yoksul uçurumunun çok büyük olduğunu düşünenlerin oranında olduğu gibi, diğer toplumsal gruplara göre daha yüksektir (her ne kadar her iki oran, etnik azınlıklar arasında da belirgin bir şekilde yüksek olsa da).9 Daha zengin haneler arasında eşitsizliğe karşı olanların (biraz daha) yüksek olması, ABD’de mutluluk verileri kullanılarak ortaya çıkarılan örüntüyü hatırlatmaktadır: (Avrupa’nın aksine) ABD’de eşitsizliğin öznel refah üzerindeki olumsuz etkisi yalnızca daha iyi konumdakiler arasında istatistiksel olarak anlamlıdır (Alesina vd., 2004).

19. Eşitsizlikle ilgili son iki LITS sorusu, Türkiye’nin belirgin bir şekilde (ortalama seviyelerde olduğu açık olan) gelir eşitsizliğine karşı tutum almasının, arkasında ne olduğunu aydınlatmaya yardımcı olabilir. “Bugün ülkenizde muhtaç durumda olan insanlar bulunmasının temel nedeni nedir?” sorusuna, katılımcıların %63’ü “toplumdaki adaletsizlik” cevabını vermiştir. “Şans” ve “modern hayatın zorunlulukları” bireyin kontrolü dışındaki faktörler olarak değerlendirildiğinde, Türkiye nüfusunun tam dörtte üçü yoksulların içinde yaşadıkları durumdan sorumlu tutulmamaları gerektiğini düşünmektedir. Katılımcıların yalnızca %24.4’ü yoksulluğu, yoksulların kendi “tembelliklerine ve iradesizliklerine” bağlamaktadır.

20. Ancak, ilginç bir şekilde, ekonomik çıktıların belirlenmesinde koşulların ve (kişisel) çabaların nispi etkileri ile ilgili algılar Türkiye’de asimetriktir. İncelediğimiz dördüncü LITS sorusunda “bu ülkede, hayatta başarılı olabilmeyi etkileyen en önemli faktörlerin” neler olduğu sorulmaktadır. Örneklemin dörtte üçü yoksulluğu, kişinin “tembelliği” ve “iradesizliği” dışındaki faktörlere bağlarken, sadece %22.2’si ekonomik başarıyı “siyasi bağlantılarla” ya da “suç ve yolsuzluk bağlantılarıyla” ilişkilendirmektedir. %75’in biraz üzerinde bir kesim ise başarıya giden

yolun, çaba ve sıkı çalışmadan (%48.4) ya da zeka ve beceriden (%27.2) geçtiğini düşünmektedir. Türkler, bir yandan ekonomik başarısızlığı ve yoksunluğu adil olmayan bir sistemin ya da şanssızlığın bir sonucu ola-rak yorumlarken, diğer yandan zenginlerin ‘çoğunluk-la hak ederek bugünkü konumlarına ulaştıkları’ savını kabul etme eğilimindedirler. Alesina vd.’nin (2004) yaptıkları Amerika ve Avrupa perspektifleri karşılaş-tırması bağlamında düşünürsek – bu karşılaştırmaya göre birinci perspektif ekonomik durumu büyük oran-da kişisel iradeye, ikinci perspektif ise sosyal koşul-lara bağlamaktadır– Türklerin tutumu “yukarı yönlü (zenginliği açıklama anlamında) Amerikan”, ancak “aşağı yönlü (fakirliği açıklama anlamında) Avrupalı” olarak görünmektedir.

21. Tablo-1 ayrıca, ekonomik başarının belirlenmesinde kişisel çaba ve çok çalışmanın rolüne ilişkin “Amerikan tarzı” iyimserliğin, fiili ekonomik ve eğitimsel başarı ile (biraz) düştüğünü göstermektedir: yoksulların %50’si (ve hiç eğitim almamış olanların %55’i) başarı için “çok çalışma”nın gerekliliğine inanırken, zenginlerin sadece %45’i (ve yüksek öğrenim görmüş olanların %43’ü) bu inancı paylaşmaktadır. Öte yandan, eğitimsiz olanların sadece %8’i siyasi bağlantıların ekonomik başarının temel belirleyenlerinden birisi olduğunu düşünürken, üniversite mezunları arasında bu görüşü destekleyenlerin oranı %26’dır.10

22. Ancak, Türkiye’de ekonomik statünün açıklanma-sında, önceden belirlenmiş koşullar karşısında “kişisel çaba ve çok çalışmanın” nispi önemi hakkındaki nes-nel kanıtlar nelerdir? Türkiye’de gözlemlenen eşitsiz-liğin ne kadarı fırsat eşitsizliğine ve ne kadarı kişisel sorumluluğa ve çabaya bağlıdır? Bu soruya bir sonraki bölümde döneceğiz.

4.ZenginlikDüzeyiyleİlgiliFırsatEşitsizliği

23. Fırsat eşitsizliğine “sonuçsal” (consequential) yaklaşımlar, fırsat eşitsizliğini, herhangi bir y çıktısındaki eşitsizliğe katkısı ya da bu eşitsizlikteki 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).


tüm belirleyenlerinin üç gruba ayrılabileceğini varsayalım: bireyin kontrolü dışındakiler (koşullar vektörü, C ile temsil edilir); bireysel kararlar ile etkilenebilecek olanlar (belirtilen çabalar, E); sıfır ortalamalı rassal bir değişken, u, altında gruplandırılan tamamen özgül faktörler (şans gibi). Bu durumda, çok genel bir düzeyde aşağıdaki eşitlik yazılabilir:

(1)

24. Tanım gereği, koşullar, bireylerin kontrolü dışındaki değişkenler oldukları için, ekonomik anlamda dışsal (değişkenler) olarak değerlendirilebilirler. Öte yandan, çabalar, koşullar ve ‘v’ kapsamında gruplandırılan diğer faktörlerden açıkça etkilenebilir. Örneğin, bir kişinin eğitim durumu, bireylerin kontrol edebilecekleri bir sonuçtur. Dolayısıyla bir “çaba” değişkenidir. Ancak bu hem (bireyin yetenekleri gibi) gözlemlenemeyen faktörlerden hem de (ebeveynlerinin eğitim durumu gibi) gözlemlenebilen koşullardan etkilenir. Bourguignon vd.’ni (2007) takip ederek, formül (1)’i aşağıdaki şekilde yeniden yazabiliriz:

(2)

25. Bu formül, koşulların iki farklı yoldan nihai sonuçları potansiyel olarak etkilediği görüşünü içermektedir: (çabalar kontrol edildiğinde) koşulun çıktı üzerindeki doğrudan etkisi ve çabalar yoluyla ortaya çıkan dolaylı bir etki. Bu çerçevede, Roemer’in (1998) fırsat eşitliği tanımı çok basit olarak şu şeklide ifade edilebilir: bir toplumda fırsatların eşit dağılımından bahsedebilmek için, ancak (ve ancak) ele alınan bir çıktı dağılımının önceden belirlenmiş ve ahlaki açıdan ilişkisiz koşullardan bağımsız olması gerekir: , . Bu da üç şarta işaret eder: (i) koşulların y çıktısı üzerinde hiçbir doğrudan etkisinin olmaması; (ii) çabaların da koşullardan bağımsız olarak dağılması; ve (iii) u rassal teriminin koşullarla bir ilişkisi olmaması.12

26. Daha açıkça ifade etmek için, ücreti çıktı (y) olarak; etnik kökeni koşul (C) olarak; ve eğitimi çaba (E) olarak düşünelim. Örneğin, işgücü piyasasındaki ayrımcılık nedeniyle etnik köken (eğitim kontrol edildiğinde) ücretleri doğrudan etkileyebilir. Ayrıca, herhangi bir sebeple farklı etnik gruplar eğitime farklı düzeylerde erişim sahibiyse, etnik köken ücretleri dolaylı

12 Fırsat eşitsizliği ölçümünde Roemer yaklaşımı hakkında daha ayrıntılı bilgi için bkz. Bourguignon vd. (2007) ve Ferreira ve Gignoux (2008).13 Aynı yazarlar fırsat eşitsizliğinin mutlak bir ölçüsünü de tanımlıyorlar: :14 Denklem (3) ile tanımlanan gruplar arası pay, eşitsizliğin nüfus alt gruplarına göre standart olarak ayrıştırılmasına tekabül etmektedir. Bu

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.

( )uECfy ,,=

( )[ ]uvCECfy ,,,=

( ) ( )yFCyF = C∀

{ } +ℜ→kiy:q { }( ) { }( )k

iki yIBy =q

olarak da etkileyebilir. Roemer’in eşit fırsat ta-nımı, , bu iki kanalın hiçbirinin işlememesini gerektirir: ister (eğitim kontrol edildi-ğinde) doğrudan etnik köken kaynaklı olsun, isterse dolaylı olarak etnik gruplar arasındaki eğitim düzeyi farklılıklarından kaynaklı olsun, etnik gruplar arasında koşullu ücret dağılımlarında hiçbir fark olmamalıdır.

27. Ferreira ve Gignoux (2008) tarafından belirtildiği gibi, fırsat eşitsizliğini ölçmek, eşitsizliğinin hangi dereceye kadar geçerli olduğunu nicelemek/ölçmek anlamına gelmektedir. Eğer eşit fırsat idealine, y avantajı (çıktısı) dağılımı ahlaki açıdan ilişkisiz, önceden belirlenmiş koşulların tamamından bağımsız olduğu zaman ulaşılabiliyorsa, belirli bir toplumda ampirik olarak gözlemlenebilen fırsat eşitsizliğinin derecesi de y ile C arasındaki korelasyonun büyüklüğüne bağlı olmalıdır.

28. Çoğu ampirik uygulamada, C’nin her bir öğesi ayrık bir değişkendir: ırk (siyah ya da beyaz), cinsiyet (kadın ya da erkek), doğum bölgesi, vs. gibi. Bu (ayrık) C koşullarının verili bir vektörü için, ’yi, olacak şekilde, nüfusun bölümlenmesi olarak tanımlayalım. Ferreira ve Gignoux (2008), fırsat eşitsizliği için, aşağıdaki denklem ile verilen, basit eşlemesi ile bulunan, nispi bir ölçüm önermektedir:13

(3)

29. Denklem (3) fırsat eşitsizliğinin ölçüsünü, y’deki toplam eşitsizliğin gruplar-arası payı olarak tanımlamaktadır. Sözkonusu gruplar, her bir grubun üyelerinin C’nin tüm öğeleri için aynı koşullara sahip olacağı şekilde, nüfusun tamamen bölümlemesiyle elde edilmiştir. Ferreira ve Gignoux (2008), verili bir bölümlemesi için ’nin, I() ile gösterilen spesifik (ayrıştırılabilir) eşitsizlik endeksine bağlı olduğunu ve belirli ölçümler için ayrıştırma yoluna da bağlı olabileceğini belirtmektedir. Bu yazarlar ayrıca, örneklem boyutu ile ilgili sınırlamalar göz önüne alındığında, parametrik hesapların, hiç bir şekilde parametrik olmayan ayrıştırmaya kıyasla bazı avantajlara sahip olabileceğini de öne sürmektedirler.14

( ) ( )yFCyF =

{ }kiy

KkkiCC kki ,...,1, =∈⇔=

{ } [ ]1,0: →kiyq

{ }( ) { }( )( ))(yFI

yIBy

kik

i =q

{ }kiy { }( )k

iyq


30. İlgili C koşullarının tamamı gözlemlenmedi-ğinden, bölümlemesi tüm koşullar kümesi ba-kımından eksik bir bölümlemedir. Örneğin, veri-lerimiz, bireyin ebeveynlerinin gittiği okulların ne kadar iyi olduğu ya da kadın nüfusun çocukken aldığı bakımın kalitesi bilgilerini içermemektedir. Bireyin kontrolü dışında olan bu koşullar, bireyin yaşam boyu zenginliğini ya da refahını etkileyebi-lir. Eğer bu koşulları gözlemlemiş olsaydık ve nü-fusu bu değişkenler tarafından tanımlanan gruplara bölümleyebilseydik, gruplar arası eşitsizlik payı kesinlikle düşmezdi, hatta artabilirdi. Dolayısıyla, , olası tüm koşullarda gerçek gruplar arası pay için alt sınırdır. Aynı durum, aşağıda daha ayrıntılı olarak tartıştığımız parametrik hesaplama yaklaşımı için de doğrudur: eğer bir regresyon spesifikasyonu-na ilave koşul değişkenleri eklenmiş olsaydı, R2 ar-tabilir ancak düşmezdi.

31. Bu makalede, bu ayrıştırmayı TNSA 2006’da yer alan bilgilere dayanarak oluşturulan hanehalkı zenginlik endeksine uyguluyoruz. Y sonuç değişkeni tercihimizde, aşağıdaki faktörler göz önüne alınmaktadır. Öncelikle, Türkiye’nin Hanehalkı Bütçe Araştırması (HBA), tüketim toplamının güvenilir bir şekilde hesaplanmasına imkan verse de, günümüz çalışanlarının anne-babalarının eğitimi gibi bazı en önemli koşul değişkeni adayları hakkında bilgi içermemektedir. İkinci olarak, Geçiş Ekonomilerinde Yaşam Araştırması’ndan (LITS) elde edilebilecek tüketim toplamıyla ilgili iki önemli sorun kaynağı söz konusudur: tüketim ölçümleri genel tüketim seviyesi anket sorularından derlenmiştir ve anket nispeten küçük bir örnekleme sahiptir. Üçüncü olarak, dayanıklı tüketim mallarının (buzdolabı, televizyon, araba, bilgisayar, vs. gibi) mülkiyeti, konut özellikleri (çatı malzemelerinin ve zemin döşemelerinin türü gibi) ve temel kamu hizmetlerine (su ve kanalizasyon gibi) erişim ile ilgili TNSA’dan elde edilen bilgilere dayalı olarak oluşturulan zenginlik endeksleri, hanehalkı refahının hesaplanmasında ve hedefleme amacıyla hanelerin sıralanmasında yaygın olarak kullanılmıştır.15

32. Filmer ve Pritchett’i (2001) takip ederek, zenginlik endeksimizi, TNSA örneklemindeki hanelerin sahip olduğu (dayanıklı tüketim mallarını, konut özelliklerini ve hizmetlere erişim göstergelerini içeren) x varlıklar vektörünün birinci ana bileşeni olarak tanımladık.16 Her bir i hanehalkı için, bu endeks aşağıdaki formülle hesaplanmıştır:

(4)

Burada, ’e tabi olarak, y’nin örneklem varyansını en üst seviyeye çıkarmak için, p-boyutlu a vektörü seçilmiştir. s standart sapmayı, üst çizgi ise ortalamayı göstermektedir.

33. Tablo 2, x vektörünün her bir öğesini ve bu öğe için ortalama ve standart sapma değerlerini vererek, Türkiye’nin hanehalkı zenginlik endeksinin altında yatan öğeleri açıklamaktadır. Son sütun, TNSA örnekleminde x’in her bir öğesi için puanlama faktörünün (a vektörü) standart sapmaya bölünmesiyle çıkan sonucu göstermektedir. Standart yoruma göre, a, belirli varlıkların (x) mülkiyeti bakımından, örneklem içerisindeki haneler arası maksimum ayrımı ortaya koyan ağırlıklar kümesini vermektedir.17

34. McKenzie (2005), eşitsizlik ölçümünde baz almak için bu türden bir varlık endeksini, tüketim ve gelire tercih etmesinin bazı nedenlerini sıralamaktadır. Bu nedenlerden biri, varlık mülkiyeti soruları için anımsamadan kaynaklı yanılgının, bazı gelir ya da harcama soruları için olandan daha küçük olma olasılığıdır. Ancak aynı zamanda McKenzie (2005) varlık endekslerinin kullanımında iki potansiyel tehlikeye dikkat çekmektedir: kırpma (truncation) ve kümelenme (clumping) olasılıkları. Kırpma, büyük ölçüde, çok yoksulları onların hemen üstündekilerden ya da çok zenginleri onların hemen altındakilerden ayırabilecek varlıkların gözlemlenmemesinden kaynaklanırken, kümelenme çok az sayıda varlık kullanımından kaynaklanabilir, ki bu da endeksteki yetersiz ayrıştırma gücü sebebiyle dağılımda “yanlış modlara” yol açar. Şekil 1, Türkiye için varlık 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.

{ }( )kiyq

∑

−=

p p

ppipi s

xxay

12 =∑p

pa

{ }kiy


grafiğini üst üste bindirerek göstermekte, kırpma ve kümelenmenin yokluğunu ortaya koymaktadır.

35. Y’ye ait dağılımın, fırsat eşitsizliğinin hesaplanması için baz alınabileceğine kanaat getirdikten sonra, sorun,

denklem (3) yoluyla ’nin hesaplanması için

uygun bir eşitsizlik endeksi, yani I(), seçmektir. Oluşumu itibariyle y, ortalaması sıfır ve varyansı x’in korelasyon matrisindeki en büyük eigen değerine eşit olacak şekilde dağılmıştır. McKenzie’nin (2005) belirttiği gibi, bu özellikler, gelir ve tüketim için rutin olarak kullanılan standart eşitsizlik ölçümlerinin çoğunun, y zenginlik endeksi için uygun olmadığı anlamına gelmektedir. Sıfır ortalama, (genellikle ortalama ile bölünen) nispi eşitsizlik ölçülerinin çoğunun, Gini katsayısı ve Genelleştirilmiş Entropi sınıfının tüm üyeleri de dahil olmak üzere, hesaplanmasını engeller. Negatif değerler, (Theil endeksleri, logaritma varyansı ve diğer pek çoğu gibi) logaritma bazlı ölçümler için sorunludur.

36. Amaçlarımız açısından en basit çözüm, doğrudan ayrıştırılabilir ve aynı zamanda dönüşümden etkilenmeyen varyansa dönmektir.18 Dolayısıyla, zenginlik düzeyiyle ilgili eşitsizliğin fırsat payı için önerdiğimiz ölçüm aşağıdaki formülle bulunur:

(5)

Bu formül, olduğu zaman, (3) numaralı eşitliğin özel bir haline dönüşür.

37. olduğu

için, (5) numaralı denkemin standart varyans ayrıştırmasında gruplar arası paya tekabül ettiği açıktır. Ayrıca, hem grup içi hem de gruplar arası terimlerin ağırlıkları basit nüfus payları olduğu ve gelir seviyeleri ya da paylarını içermediği için, (5) numaralı denklem Foster-Shneyerov’un (2000) belirttiği anlamda yoldan- bağımsız bir ayrıştırmayı tariflemektedir.19

38. Denklem (5), bölümlemesi kullanılarak, parametrik olmayan bir şekilde hesaplanabilir. Gerekli olan tek şey bölümlemenin her bir hücresinin nüfus payı ve ortalama zenginlik endeksi ile tüm örneklem için genel ortalama ve varyanstır. Ancak, C koşul vektörünün boyutu ve her bir Cj öğesinin alabileceği ayrık değerlerin sayısı (#Cj) arttığı zaman, bölümlemedeki hücre sayısı da geometrik olarak artar. Eğer C’nin boyutu J ise, ’deki hücre sayısı

ile bulunur. Doğal olarak, belirli bir

örneklem büyüklüğü için, J ve #Cj arttıkça grup ortalamaları değerlerinin kesinliği azalacaktır.

39. 10’dan az gözlemi olan hücrelerin sayısı önemsiz değilse, denklem (5)’i parametrik olarak hesaplamak daha faydalı olacaktır. Bu, aşağıdaki gibi denklem (2)’ye işlevsel biçim varsayımı uygulanarak gerçekleştirilmektedir:

(6)

OLS ile aşağıdaki şekilde hesaplanabilen, denklem (6)’ nın indirgenmiş biçimi ’dur :

(7)

40. Denklem (6)’daki işlevsel biçim varsayımları kapsamında, eşitsizliğin fırsat payının parametrik değeri, , basitçe denklem (7)’nin R2’si ile bulunur. Bir kez daha, , koşullar payının muhtemel değerleri kümesi için alt sınır değeridir. Halihazırda hesaba katılmayan C’nin ilave bir öğesi gözlemlenebilir hale gelirse, denklem (7)’nin R2’si artabilir, ancak düşmez. Denklem (7) koşulların, hem doğrudan hem de herhangi bir çaba değişkeni dolayımıyla etkisini ortaya çıkarmayı amaçlayan indirgenmiş-form regresyonu olduğu için, bu tespit ’yi alt sınır olarak tanımlamak için yeterlidir.

41. Değişkenlerin Roemer’in söz ettiği anlamda bir “koşul” olabilmeleri için, (i) doğrudan ya da çabalar

{ }( )kiyq

{ }kiy

{ }kiy

∏=

=J

jjCK

1

#


üzerindeki etkileri yoluyla y avantajının muhtemel belirleyenleri olmaları ve (ii) mutlak suretle bireyin tercihi yoluyla etkilenmemeleri gerekmektedir. TNSA’da yer alan bilgiler dikkate alındığında, koşullar vektörümüz, kadının doğum yeri türü, doğduğu bölge, annesinin ve babasının eğitim düzeyi, bildirdiği ana dil ve doğduğu zaman mevcut olan kardeş sayısı ile ilgili bilgilerden oluşur. Her bir değişken için ayrık kategoriler ile nüfusun bunlara göre dağılımı Tablo 3’de gösterilmektedir.

42. Tablo 4, (7) numaralı zenginlik endeksi regresyo-nununun koşullar için sonuçlarını göstermektedir. Bu bir indirgenmiş-form regresyonu olduğu için, katsayı-lar nedensel bir şekilde yorumlanmamalıdır. Sözkonu-su katsayılar, bireysel koşul değişkenleri ile hanehalkı-nın zenginlik endeksi arasındaki -doğrudan ve dolaylı etkileri birleştiren- kısmi korelasyonları yansıtırlar. Bununla birlikte, bu regresyon yine de bilgilendiricidir. Açıklanan varyansın payı, , %31’dir. Kentte doğmuş olmak ve ana dilin Türkçe olması ile mütea-kip zenginlik düzeyi arasında önemli bir ilişki vardır. Aynı durum eğitimli anne-babaya sahip olmak için de geçerlidir. Ancak Latin Amerika’daki sonuçların aksi-ne, gelecekteki zenginliğin tahmininde anneden ziya-de babanın eğitimi daha önemli bir rol oynamaktadır.20 Çok sayıda kardeşe sahip olmanın zenginlik düzeyinin düşük olmasıyla ilişkili olduğu saptanmıştır. Belki de en ilginci, diğer koşullar kontrol edildiğinde, doğum bölgesi (üç bölgesel düzeyde) ile gelecekteki zengin-lik düzeyi arasında anlamlı bir ilişki bulunmamıştır.

43. Türkiye’de kadınlar arasında, hanehalkı zenginlik düzeyine dair eşitsizliğin fırsat payı ile ilgili sonuçlarımız Tablo-5’te sunulmuştur. Birinci sütun yaşları 15-49 arasında değişen daha önce evlenmiş kadınların oluşturduğu TNSA örnekleminin tamamıyla ilgili sonuçları vermektedir. İkinci sütun, tamamen geçici olduğu öne sürülen yaşam-döngüsü eşitsizliklerinin bir kısımını ortadan kaldırmak için, örneklemi yaş 30-49 arasında değişen daha önce evlenmiş kadınlarla sınırlamaktadır. Üçüncü sütun, 15 numaralı dipnotta tartışılan önceden oluşturulmuş TNSA zenginlik endeksi için analizi tekrarlamaktadır.

44. Birinci satır sadece zenginlik endeksindeki toplam varyansı, , göstermektedir. İkinci satır (5) numaralı denklem ile verilen, gruplar arası eşitsizliğin parametrik olmayan değerini gösterirken,

üçüncü satır ise, bunun parametrik analoğunu, yani denklem (7)’nin R2’sini, bir başka deyişle aşağıdaki denklemi göstermektedir:

(8)

45. Parametrik olmayan değerler, tutarlı bir şekilde, parametrik değerlerden daha yüksektir. Bizim kendi varlık endeksimiz için, eşitsizliğin fırsat payının parametrik olmayan değeri tüm örneklem için %35, 30-49 yaş arası evli kadınlar örneklemi için ise %37’dir. Parametrik değerler, her bir durumda yaklaşık dört puan daha düşüktür. Daha önce de tartışıldığı üzere, sonlu bir örneklemin düzgün bölümlenmesi (fine partition) sayesinde, bu farklılıklar, denklem (5)’te hesaplanan hücre ortalamaları civarında büyük örneklem varyansları beklentisi ile tutarlılık göstermektedir. Uygulamamız, gözlemlenen zenginlik düzeyi bakımından eşitsizliğin bir payı olarak fırsat eşitsizliğinin alt sınır ölçülerini hesaplamayı amaçladığı için, satır 3’teki parametrik değerleri, referans sonuç değerleri olarak seçtik. Bu, sadece yetişkin kadınlar için sağlam olan, %31-%32’lik dar bir aralık vermektedir.

46. Tablo 5’in alt paneli, bölümlemede yer alan ve aşağıdaki gibi tanımlanan, her bir bireysel koşulun (J) kısmi paylarını göstermektedir:

(9)

47. Denklem (9)’u incelersek, herhangi bir bölümleme için bu kısmi paylar toplamının, denklem (8)’de verilen gruplar arası eşitsizliğin toplam parametrik değerine eşit olduğunu hemen görebiliriz. Bu önemli toplanabilir ayrıştırma (additive decomposability) özelliğinin (toplamın kısmı değerler toplamına eşit olması anlamında) yanısıra, koşula özgü payların bu tanımı aynı zamanda Foster-Shneyerov’un yoldan-bağımsızlık (path-indipendence) şartını da sağlamaktadır. Denklem (5)’te verilen parametrik olmayan ayrıştırmanın, oluşumu itibariyle yoldan-bağımsız olduğunu daha önce belirtmiş olmamıza rağmen, kısmi payların, sırasıyla düzlenmiş (smoothed) ve standartlaştırılmış dağılımlara dayalı parametrik hesaplamaları aynı değildir. Ancak, Ek’te gösterdiğimiz üzere, denklem (9), kısmi payların, sırasıyla düzlenmiş (smoothed) ve standartlaştırılmış 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).


arasındaki basit ortalamasıdır. Dolayısıyla, denklem (9), alternatif yollar arasında ortalama almanın yola-bağımlılığı ortadan kaldırdığı, Shapley-değeri bazlı ayrıştırmanın basit bir örneğidir. Bkz. Shorrocks (1999).

48. Bekleneceği üzere, kısmi paylar Tablo 4’teki ilk bulguların bazılarını yansıtmaktadır. Bir Türk kadınının kentte mi yoksa kırsal bölgede mi doğduğu, sözkonusu kadının bir yetişkin olarak muhtemel hanehalkı zenginliğinin güçlü bir belirleyicisi olarak görünmektedir. (Alt-sınır) eşitsizliğine ait toplam fırsat payının üçte birinden fazlası, tek başına bu koşul tarafından açıklanmaktadır. Bunu sırasıyla, babanın eğitimi ve annenin eğitimi takip etmektedir. Ebeveynlerin eğitim düzeyleri birlikte ele alındıkla-rında ise, toplam payın açıklanmasında hemen hemen kırsallık ile aynı büyüklüğe sahiptir: üçte birinden biraz fazlası. Sonrasında ana dil ve kardeş sayısı gelmektedir. Koşullar ile açıklanan toplam varyans payının yaklaşık %10’una tekabül eden kardeş sayısı sonuçları, bu oranın özellikle anne ve babanın eğitimi ile doğum bölgesi kontrol edildikten sonra elde edildiği düşünüldüğünde önemsiz değildir.

49. Türkiye’yle ilgili literatürde bölgesel farklılıkların önemli bir yeri olmasına rağmen, ülkenin Doğu, Orta ve Batı olarak üç ana bölgeye ayrılması, daha öncede olduğu gibi, diğer belirleyenler kontrol edildiğinde, zenginlik düzeyiyle ilgili fırsat farklılıklarını açıklama konusunda hiçbir öneme sahip değildir.

5.HanehalkıZenginlikDüzeyiyleİlgiliFırsatProfilleri

50. Nüfusun, zenginlik düzeyiyle ilgili fırsat eşitsizliğine ait alt sınır ölçüsünün hesaplanması için yukarıda kullanılan (Roemer, 1998 tarafından tür olarak adlandırılan) koşullar bakımından homojen gruplara ayrılması, aynı zamanda fırsatların Türk kadınları arasındaki dağılımına daha doğrudan ve ayrıştırılmış bir şekilde ışık tutmak için de kullanılabilir. Ferreira ve Gignoux (2008) tarafından da belirtildiği gibi, Bölüm 4’te uygulanan nüfus bölümlenmesindeki her bir hücre ( olacak şekilde),

Roemeryen türüne tekabül eder. Ayrık bir bölümleme için ’yi ifade etmenin farklı bir yolu olan sağlandığında eşit fırsatların oluştuğunu görmüştük. Dolayısıyla, türler arasında çıktı dağılımlarındaki farklılıklar fırsat eşitsizliğini verir (ya da fırsat eşitsizliğinden kaynaklanır).

51. Bu noktada şunu söyleyebiliriz: her bir tür için koşullu zenginlik dağılımlarının, , grafiklerini çizmek, fırsat eşitsizliğini grafik olarak göstermenin bilgilendirici bir yoludur. Bölüm 4’te sunulan kardinal (sayısal) ölçümler, temel olarak koşullu ortalamalar arasındaki farklara dayanmaktadır. Tamamlayıcı bir egzersiz olarak da tüm dağılımlar arasındaki farklar görsel olarak incelenebilir. Örneklem boyutuyla ilgili kısıtlamalar sebebiyle, ayrıştırmamızda kullanılan 768 türün hepsi için yoğunluk ya da dağılım fonksiyonlarını hesaplamak imkansızdır. Ancak yine de, nüfus her defasında sadece bir koşula göre gruplara ayrıştırıldığında, daha kümelenmiş (aggregated) koşullu dağılımlara bakmak bilgilendirici olacaktır. Koşullu yoğunluk fonksiyonlarının çekirdek ölçümleri biçimindeki sonuçları Şekil 2.20’de sunulmaktadır.21

52. Şekil 2, koşullu zenginlik dağılımlarının sadece ortalamalar bakımından değil, diğer istatiksel parametreler ve genel şekil itibariyle de sosyal gruplara göre farklılık sergilediğini göstermektedir. Kırsal alanlarda (ve Doğuda) doğan kadınların dağılımı, kentlerde (ve İç ve Batı bölgelerde) doğan kadınların dağılımından belirgin bir şekilde daha geniş bir yayılıma sahiptir. Benzer şekilde, Türkçe konuşmayan hanelerde büyüyenlerin dağılımı da ana dili Türkçe olan hanelerde büyüyenlerin dağılımından daha geniş bir yayılım sergilemektedir. Özellikle kentsel/kırsal, bölgesel ve ana dil bölümlemelerinde de önemli çarpıklık (skewness) ve basıklık (kurtosis) farklılıkları görülmektedir.22

53. Bu koşullu dağılımların genel şekline ve konumuna baktığımızda, sosyal gruplar arasında başka bazı farklılıklar da açık bir şekilde görülmektedir. Anneleri eğitimsiz olan kadınlar ile anneleri ilköğretim seviyesinde ya da daha yüksek bir seviyede eğitim almış kadınlar arasında zenginlik düzeyi açısından

21 Bu gibi koşullu dağılımlar arasında uygulanan stokastik başatlık (stochastic dominance) testi ile eşitsizliğin incelenmesi literatürde kullanılagelmektedir. Bkz Lefrance vd. (2008).

22 Bu alt bölümün tamamında, örneklem, en az bir kez evlilik yapmış olan 30-49 yaş arası kadınların olduğu hanehalkları ile sınırlandırılmıştır. Bunun amacı, ülkenin Doğu bölgesinde kırsal kesimde yaşayan kadınlar arasında daha sık karşılaşılan erken evliliklerden kaynaklanabilecek seçim yanlılığını en aza indirgemektir.


büyük farklar vardır (her ne kadar son iki grubun dağılımları arasındaki konumsal fark küçük olsa da). Buna karşıt olarak, babanın eğitimine koşullu üç dağılım arasında belirgin konumsal farklılıklar bulunmaktadır. Anadili Türkçe olanların dağılımı, Türkçe konuşmayan azınlıkların dağılımının oldukça sağında yer almaktadır. Tablo 5’teki sonuçlardan da beklenebileceği gibi, kentte doğanlar kırsal alanlarda doğanlardan çok daha varlıklıdır. Büyük hanelerde (altı ya da daha fazla çocuklu) büyüyen kadınlar, daha küçük hanelerde büyüyen kadınlardan daha az başarılı olmaktadır. Bu koşula özgü kesitlerin (circumstance-specific cuts) her birine göre, koşullu dağılımların aynı olmadığı açıktır: bireylerin sorumlu tutulamayacağı önceden belirlenmiş koşullar ile ölçülen sosyal altyapı, Türk kadınlarının her biri için fırsatların dağılımını güçlü bir şekilde etkilemektedir.

54. En azından kavramsal olarak, böyle bir koşullu dağılımın desteğini, i bireyinin ( ) y çıktısı için fırsat kümesi olarak ve ’yi fırsat kümesi ile ilişkili olasılık dağılımı olarak görmek mantıksız olmayacaktır. Neticede, i’nin koşulları (yani ) verildiğinde, i’nin ile hesaplanan nihai konumunu, sadece kendi tercihleri, çabası ve şansı belirleyecektir. Dolayısıyla, ’yi tüm k’lar için aldığı değerlere göre anlamlı bir şekilde sıralamak mümkün olsaydı, fırsat kümelerinin, Ferreira ve Gignoux’nun (2008) fırsat profili olarak adlandırdığı türler için sıralamasını elde ederdik.

55. Şekil 2’de ima edilen ayrıştırma seviyesinde, stokastik baskınlık (stochastic dominance) ilişkileri kullanılarak koşullu dağılımların sağlam (robust) sıralamaları oluşturulmaya çalışılabilir (bkz. Lefranc vd., 2008). Ancak, bu gibi geniş gruplandırmalar, spesifik dışlanmışlık alanlarını tespit etmeye çalışan politika yapıcıları için, Bölüm 4’teki nüfusun hassas bölümlenmesinde yer alan tüm K = 768 hücrelerinden yararlanan daha ayrıntılı bir profilden daha az yararlı olacaktır. Veri yetersizliği nedeniyle, bu detaylı profile karşılık gelen koşullu dağılımların grafiklerinin çizilememesine ve stokastik başatlık ilişkilerinin kurulamamasına rağmen, türler yine de koşullu dağılımlarının belirli bir anına göre sıralanabilir. Bu, baskınlık esaslı bir sıralamadan daha az sağlam (robust) olmakla birlikte, türlerin fırsat kümelerine göre tam bir sıralamasının oluşturulması ve dezavantajlı grupların çok daha keskin bir şekilde tanımlanması bakımlarından dengeleyici kazançlar da söz konusudur.

56. Bu seçeneği incelemek için, Ferreira ve Gignoux (2008)’yu takip edip, hassas bölümlememizdeki her bir türü, sözkonusu türün koşullu zenginlik dağılımının ortalamasına göre sıralıyoruz. Türler bu şekilde sıralandığında, onları tanımlayan koşullar bir fırsat profili oluşturur. Tablo 6, fırsat dağılımının en alt %10’luk dilimini oluşturan türleri tanımlayan koşulları listelemektedir. Bir başka deyişle, kümülatif nüfus oranı yüzde 10’a ulaşıncaya kadar, nüfustaki (varlık endeksine göre) en düşük zenginlik ortalama seviyelerine sahip her bir türü listelemektedir. Bu gruptaki insanların tam %66’sının yaşadığı hanelerdeki en az bir kez evlilik yapmış kadın eş şu özelliklere sahiptir: doğu illerinin kırsal kesimlerinde doğmuştur, annesi eğitimsizdir ve Türkçe dışında bir dil konuşulan bir hanede doğmuştur. Bu kadınlar neredeyse her zaman üçten fazla kardeşe ve de ya eğitimsiz ya da ilköğrenim mezunu olan bir babaya sahip olmuştur.

57. Bu, kontrolleri dışındaki gözlemlenebilir birkaç özellikle tanımlanan hayli spesifik bir sosyal grubun oldukça yoğun bir yoksulluk içinde yaşaması demektir ve Türkiye’deki analistlere ve politika yapıcılara, doğuştan gelen dışsal koşullara dayalı olarak hangi grupların varlık edinmek konusunda en az fırsata sahip olduğunun makul derecede açık bir resmini sunabilir.

58. Tablo 7, TNSA (en az bir kez evlilik yapmış 30-49 yaş arası kadınların bulunduğu hanelerden oluşan) örneklemimizde yer alan nüfus üzerinden tanımlanan fırsat profilinin en alt ve en üst onda birlik dilimlerinin özelliklerini karşılaştırmaktadır. Bir başka deyişle tablo, haneler, türlerinin ortalama zenginlik seviyelerine göre sıralandığında (Tablo 6’daki gibi), dağılımın en üst ve en alt onda birlik dilimlerinin koşul bileşimini sunmaktadır. Tablo 7’ye göre, en avantajlı gruptaki kadınların %99’u kentlerde ve %62’si Batı illerinde doğmuştur. %85’inin üçten az kardeşi vardır ve %98’inin ailelerinde konuşulan ana dil Türkçedir. İlginçtir ki, kadınların genel olarak düşük eğitim düzeyine sahip olmaları sebebiyle, en avantajlı gruplar arasında bile annenin eğitim seviyesi oldukça düşüktür: fırsat bakımından en yüksek onda birlik dilimde yer alan kadınların %70’inin annesi eğitimsizdir ya da yalnızca ilköğrenim mezunudur.

59. Doğrusu en alt fırsat ondalığında yer alanlar ile karşıtlık ancak bu kadar keskin olabilirdi: bu gruptaki kadınların %97’si kırsal alanlarda ve onların da %89’u ülkenin Doğusu’nda doğmuştur. %97’sinin annesi eğitimsizdir (avantajlı grupta yer alan muadilleri


arasında bu oran %7’dir) ve %81’inin aynı zamanda babası da okuryazar değildir. %91’i Türkçe dışında bir dilin konuşulduğu hanelerde büyümüştür ve sadece %4’ü (üçten az kardeş bulunan) nispeten küçük ailelerden gelmiştir. Açıkça görüldüğü gibi, Türkiye’deki haneler ait oldukları türlerin ortalama zenginlik endekslerine göre sıralandığında, sözkonusu hanelerin zenginleşme fırsatına erişim derecelerinde çok keskin farklılıklar ortaya çıkmaktadır.

6. TüketimdeFırsatEşitsizliği

60. Varlık endeksine göre hesaplanan zenginlik dağılımı başlı başına önemli olsa da, mevcut ekonomik refah dağılımını anlatan en iyi tanım olmaktan uzaktır. Diğer sebeplerin yanısıra, varlık endeksi mali yükümlülüklerle ilgili bilgileri içermez, dolayısıyla net zenginlikten ziyade brüt zenginlik için iyi bir göstergedir. Tüketim giderleri dağılımı refahın dağılımı konusunda daha iyi bir rehberdir; bu sebeple Türkiye’de ekonomik fırsatlar konusunda alternatif bir bakış açısı sunmaktadır. Fakat iyi bir tüketim ölçümü içeren Hanehalkı Bütçe Araştırması (HBA), giriş bölümünde de değinildiği gibi birtakım önemli koşul değişkenleri hakkında bilgi vermez. Bu son bölümde TNSA araştırmasının koşul bilgileri ile HBA araştırması tüketim bilgilerini birleştiren basit bir istatistiksel prosedür izlenmektedir. Son olarak, bu iki araştırma arasındaki bağlantı büyük oranda varlık endeksinin öğeleri (ve birkaç ek eşdeğişken faktörü (covariate) ile) sağlandığı için sözkonusu çalışma Türkiye’de varlıklar hakkındaki bilgiyi kullanarak fırsat eşitsizliğinin ölçümünde alternatif bir yol olarak değerlendirilebilir. Buradaki yaklaşım bootstrap tahmin metodunu kullanarak, HBA verileri kullanılarak TNSA’da tüketim değerlerinin tahmin edilmesinde (imputation) McKenzie’yi (2005) izlemektedir.23

61. Bu bölümde, tüketim dağılımı c ile koşullar vektörü C arasındaki ilişki üzerinde durulmuştur. TNSA koşullar hakkındaki bilgileri içerirken tüketimle ilgili kapsamlı bilgi vermemektedir. HBA ise tüketimle ilgili detaylı bilgi sunmaktadır. Bununla birlikte, her iki araştırma da dayanıklı malların mülkiyeti, konut

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.

nitelikleri ve hizmetlere erişim hakkında bir dizi ortak bilgi toplamıştır. Dolayısıyla HBA, zenginlik göstergeleri ve nüfus ve diğer kontroller kümesi ile ilgili bilgileri kullanarak, ana araştırma olan TNSA’da tüketim değerlerinin tahmin edilebilmesi (impute) için yardımcı bir araştırma olarak kullanılabilir. Bu yerine tahmin (imputation) çeşitli yollarla yapılabilir, ancak bootstrap tahmin metodunun eşitsizlik araştırmaları için en güvenilir sonuçları ortaya koyduğu görülmektedir (McKenzie 2005). Bu prosedür, bir regresyon modeline dayalı doğrudan tahminin, artıkların (residuals) -bootstrap yöntemine benzer biçimde- tekrarlı olarak çekilmesi (repeated draw) işleminin birleştirilmesinden oluşmaktadır. Zenginlik göstergeleri X ile kişi başına düşen tüketim c arasındaki ilişki, log-doğrusal regresyon modeli kullanılarak (yardımcı HBA araştırmasından alınan) örneklem ’da hesaplanmıştır:

(10)

62. Burada, demografik kontrollerdir. Denklem (10)’un hesaplanması, ve model katsayılarının yanısıra, hesaplanan artıklarını da verir. Gözlemlenen eşitsizlik seviyelerinin yeniden üretimi için (temel NSA araştırmasından alınan) örneklem ’deki kişi başına düşen tüketim tahmini, kişi başına düşen tüketimin doğrusal tahmini ile artık (residual) tahmininin toplanmasıyla elde edilmiştir. (Büyük ölçüde doğrusal tahmine dayanan geleneksel doğrudan tahmin, gerçek eşitsizliği olduğundan daha az gösterebilir). Tahmin edilen artık , ana araştırmanın örneklemi için, denklem (10)’un yardımcı örneklem ’ya uyarlandığında elde edilen artıkların ampirik dağılımından çekilir. McKenzie’yi (2005) takiben, bu prosedür benzer varlık düzeyindeki haneler için artıkların dağılımından ’nin çekilmesiyle heteroskedastisiteyi mümkün kılar.24 Bu işlem altı adımda gerçekleştirilir:

(1) Denklem (10)’daki regresyon, ortak varlık göstergeleri kümesinin kullanımıyla gerçekleştirlir ve bu sayede parametreleri ile artıkları elde edilir.

(2) HNA araştırmasının örneklemi, her iki araştırmada ortak olan zenginlik göstergeleri kümesi


için y ilk temel bileşeni (varlık endeksi) dağılımları ondalık dilimlerine göre, G = 10 gruba bölünür.25 Tahmin edilen artıkların farklı dağılımları 10 grubun her biri için tespit edilir.

(3) Yardımcı örneklemi bölmek için kullanılan y ondalık dilimlerinin aynıları kullanılarak TNSA araştırmasının örneklemi de aynı şekilde 10 gruba bölünür.

(4) ’deki g grubunda bulunan her bir hane i için, ’deki g grubunda bulunan hanelere ilişkin artıkların ampirik dağılımından bir artık çekilir. Kişi başına düşen tüketimin tahmini değeri şu yolla bulunur:

(11)

(5) Fırsat eşitsizliği ölçümleri kişi başına düşen tüketimin tahmini dağılımı kullanılarak hesaplanır.

(6) Bootstrap prensibi izlenenerek (4). ve (5). adımlar -R tekrarlanan artık çekimlerinden elde edilen dağılımların sayısını göstermek üzere- R kez tekrarlanır. Fırsat eşitsizliği ölçümleri de her bir tekrar için elde edilen ölçümlerin ortalaması ile hesaplanır. Bu analizde tekrarlama sayısı R=20’dir. Bu tekrarlama işlemi bootstrap örneklem hatasının ortalamasının alınmasına olanak tanır.

63. Tüketim eşitsizliğinin fırsat payı, zenginlik eşitsizliği için kullanılan (3) numaralı denklemin aynısı kullanılarak edilebilir. Ancak ’yi he-saplamak için uygun eşitsizlik endeksi, I(), seçimi farklılık gösterebilir. Genelleştirimiş entropi sınıfının (GE) öğelerinin hesaplanabilmesi için yerine tahmin edilmiş (imputed) ci tüketimi sadece pozitif değerler alır. Bu durumda bunların varyansa göre temel avantajı şudur: yerine tahmin edilen (imputed) tüketime ait dağılımların, oluşumları itibariyle, ortalamaları sıfır değildir. Böylece ortalama-ya da ölçek-bağımsızlığı bir kez daha I() için arzu edilen bir özellik olur. Ayrıca tüm GE endeksleri, koşul grupları arası eşitsizliğin tespiti için gerekli olan toplanabilir ayrıştırma özelliğini de (toplamın kısmı değerler toplamına eşit olması anlamında) karşılar. Ancak, ayrıştırmadaki gelir ağırlıkları nedeniyle, bu sınıf içerisinde yal-nızca ortalama logaritmik sapma, Foster-Shneyerov

anlamında yoldan-bağımsız bir ayrıştırmaya izin verir.26 Bu endeks kullanılarak, tüketim eşitsizliği fırsat payı ölçümümüz aşağıdaki formül ile bulunur:

(12)

Bölüm 4’te olduğu gibi, bu payı hem parametrik olmayan şekilde (denklem 12’yi kullanarak) hem de parametrik olarak hesaplayabiliriz. Parametrik hesaplama, koşullar ile kişi başına düşen tüketim arasında log-doğrusal bir tanımlama kullanmaktadır:

(13)

64. Bu fonksiyonel biçim varsayımlarında, parametrik olarak standartlaştırılan dağılım, formülü ile hesaplanır. ’nin parametrik alternatifi ise aşağıdaki denklem ile bulunur:27

(14)

65. TNSA ve HBA’da ortak olan zenginlik göstergeleri kümesi, dayanıklı malların mülkiyeti konusunda 14, konut nitelikleri ve hizmetlere erişim konularında ise 4 değişken içermektedir. Ayrıca tarım arazisi mülkiyetini gösteren bir değişken ve nüfus kontrol-lerini gösteren 9 değişken kullanılmaktadır. Tablo 8 bu iki örneklemdeki değişkenler için betimleyici istatistikler sunmaktadır. Mal varlıkları için yapılan toplam tüketimin (HBA verileri kullanılarak elde edilmişlerdir) regresyonuna ait sonuçlar Tablo 9’da gösterilmiştir. Varlık mülkiyeti ile tüketim arasındaki ilişki muhtemelen doğrusal olmayacağından, log doğrusal bir tanımlama kullanılmıştır. Regresyon için R-kare değeri 0.53’tür. Varlık değişkenlerinin katsayı değerleri istatiksel olarak oldukça anlamlıdır ve beklenen işaretlere sahiptir: tüketimle dayanıklı mal mülkiyeti arasında, tıpkı tüketimle şebeke suyuna erişim, hanedeki oda sayısı ve arazi mülkiyeti arasında olduğu gibi, pozitif bir korelasyon vardır. Demografik kontrollere gelince, tüketim hanehalkı büyüklüğüyle pozitif, çocuk sayısıyla negatif korelasyon göstermektedir. Tüketimle hane reisinin yaşı arasında ters U şeklinde, tüketimle eğitim arasında

25 Yeterince yüksek bir derecede heteroskedastisiteye olanak sağlamak ve grup büyüklüklerini bir kaç yüz gözlemlik düzeyde tutabilmek için örneklemi 10 gruba ayırdık.

26 Bu konuyla ilgili tartışmalar için bkz. Foster ve Shneyerov (2000), Ferreira ve Gignoux (2008).27 Parametrik olarak düzlenmiş (smoothed) bir dağılım da hesaplanabilir.


ise dışbükey pozitif bir ilişki görülmektedir. Diğer birçok ülkede olduğu gibi, hane reisinin cinsiyetiyle ilgili katsayı istatiksel olarak anlamsızdır (ki bunun genellikle reislik durumunun içselliğini (endogeneity) yansıttığı düşünülür). Ayrıca, tüketim oranları kentlerde oldukça yüksektir.

66. Benzer varlık düzeylerine sahip G=10 gruplarını tanımlamak için, varlık göstergeleri kümesinin ilk temel bileşeni, HBA ve TNSA araştırmalarındaki örneklemler kullanılarak hesaplanmaktadır. Yardımcı HBA örneklemindeki zenginlik düzeyi göstergesinin ondalık dilimleri, TNSA ana örneklemindeki grupların tanımlanmasında kullanılmaktadır.

67. Daha sonra, kişi başına düşen tüketim, Tablo 8’de gösterilen ve model katsayıları ve çekilen artıklar kullanılarak tahmin edilmiştir (imputed). Tablo 8’deki betimleyici istatistikler yerine tahminde (imputation) kullanılan regresör kümesinin iki örneklemde de benzer dağılımlara sahip olduğuna işaret etmektedir.28 Şekil 3, yardımcı HBA örnekleminde gözlenen ve TNSA’da yerine tahmin edilen (imputed) toplam hane halkı tüketimi dağılımlarının çekirdek yoğunluğu değerlerini göstermektedir.29 İki dağılımın grafikleri birbirine oldukça benzerdir. Ayrıca HBA’daki gerçek tüketim ile TNSA’daki tahmin edilen tüketim için eşitsizlik seviyeleri birbirine yakındır: 30-49 yaş aralığındaki kadınlar örnekleminde E (0) değerleri sırasıyla 0.337 ve 0.360’tır.

68. 20 çekimden her biri için, fırsat eşitsizliğinin parametrik ve parametrik olmayan endeksleri hesaplanmıştır. Bu hesaplamalar 15-49 ve 30-40 yaş aralıklarındaki en az bir kez evlilik yapmış kadınlar örneklemlerinin her biri için yapılmıştır. Tablo 10, zenginlik düzeyiyle ilgili fırsatların analizinde kullanılan koşul değişkenlerinin aynıları için, kişi başına düşen yerin tahmin edilmiş (imputed) tüketimin regresyon değerlerini göstermektedir. Bu regresyon için R-kare değeri 0.26’dır. Koşul değişkenleri katsayılarının her biri istatiksel olarak anlamlı olup beklenen işarete sahiptir: kişi başına düşen tüketim, kentte doğan, Batı ve Orta bölgelerde yaşayan, anadili Türkçe olan bireylerde daha yüksektir. Ebeveynlerin eğitim seviyelerinin artması kişi başına düşen tüketimi artırırken, kardeş sayısının artması azaltır.

69. Tablo 11 iki örneklem için tüketim eşitsizliğindeki fırsat paylarını göstermektedir: 15-49 yaş aralığındaki en az bir kez evlilik yapmış kadınlar ve 30-49 yaş aralığındaki en az bir kez evlilik yapmış kadınlar. İki örneklemdeki (ortalama log sapmasıyla hesaplanan) kişi başına düşen tüketimdeki eşitsizliğin genel seviyeleri 0.35 ve 0.36 olarak hesaplanmıştır. İkinci ve üçüncü satırlarda verilen parametrik ve parametrik olmayan toplam fırsat eşitsizliği payı değerleri göstermektedir ki tüketimde eşitsizliğin fırsat paylarındaki alt sınır değerleri, daha geniş örneklem (15-49 yaş aralığı) için %25 ile %29 arasında değişirken (yaşam süresi değişkenlikleri bu örneklem için değerleri aşağı çekebilecek bir yanlılık oluşturabilir); 30-49 yaş arasındaki kadınlar örneklemi için %27 ile % 32 arasındadır. Bu sonuçlara göre tüketim eşitsizliğindeki fırsat payları, zenginlik eşitsizliğindeki fırsat paylarından %5 daha düşüktür.

70. Daha sonraki satırlarda her bir koşul değişkeni için hesaplanan eşitsizlik kısmi payları verilmiştir. Zenginlik örneğinde olduğu gibi, kentsel ya da kırsal alanda doğmuş olma ve ebeveynlerin eğitim düzeyi, %9-%11 arası değerler ile tüketimde fırsat eşitsizliğinde en büyük paylara sahip koşullardır. Anadil ve kardeş sayısı da yaklaşık %5’lik bir değer ile tüketim eşitsizliğinde önemli bir pay sahibidir. Bu sonuçlar, zenginlik için elde edilen sonuçlara oldukça yakındır.

7. Sonuçlar

71. Başlangıç koşullarına dair dışsal farklılıklardan kaynaklanan eşitsizlik, bireylerin nispi çaba ya da sorumluluk düzeylerinden ya da yaptıkları seçimlerden kaynaklanan eşitsizliğe göre daha kabul edilemez bulunabilir. Hem parametrik olmayan teknikleri hem de regresyon-bazlı teknikleri kullanan bu makale, Türkiye’de kadınların maruz kaldığı genel ekonomik eşitsizliğin sözkonusu dışsal koşullardan kaynaklanan payı için bir alt sınır değeri bulmaya çalışmıştır. Roemer (1998) ve Bourguignon vd.’yi takiben, (2007) bu pay Türkiye’deki ekonomik fırsat eşitsizliğinin bir ölçüsü olarak yorumlanmıştır.

28 İki anketteki kentsel alan ve şebeke suyuna erişim tanımlarının farklı olması sebebiyle sadece kentsel alanda ikamet payı için anlamlı farklar 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.

29 Şekilde gösterilen TNSA’daki yerine tahmin edilmiş (imputed) tüketim dağılımı, R=20 çekilişin ilkine karşılık gelir.


72. Buradaki alt sınır hesabı, bireysel seçimlerden tamamen bağımsız olduklarını rahatlıkla söyleyebi-leceğimiz (gözlemlenen) bir dizi kişisel niteliklere dayanmaktadır: doğum yeri ve bölgesi, ebeveynlerin eğitim düzeyleri, anadili ve kişinin beraber büyüdüğü kardeş sayısı. Tam da bu koşullar dizisi eksik oldu-ğu (yani bütün koşulları içermediği) için hesapladığı-mız eşitsizlik payları alt sınır olarak yorumlanmalıdır. Fakat Türkiye’de, böylesine kısıtlı bir koşullar dizisi için bile, hem bu değişkenler hem de tüketim giderleri hakkında güvenilir bilgi içeren tek bir hane araştırma-sı veri seti bulunmamaktadır. Sonuç olarak, bu çalış-mada, hanehalkı zenginlik düzeyi ölçüsü olarak sıkça kullanılan bir bileşik (composite) varlık göstergesi oluşturmak için, hanehalkı varlık mülkiyeti, konut ni-telikleri ve hayatı kolaylaştırıcı hizmetlere erişim ko-nularında bilgiler kullanılmıştır.

73. Bileşik varlık endeksinin istatistiki özellikleri göz önüne alındığında, eşitsizlikte fırsat payının he-saplanması için yoldan-bağımsız varyans ayrıştırması kullanılmıştır. Bu payın Türkiye örneğindeki para-metrik olmayan standart hesaplamaları tüm örneklem için %35’tir. Yaşam süresinden kaynaklanan birtakım değişkenlikleri dışarda bırakmak için daha sınırlı bir yaş aralığına odaklandığımızda ise bu değer %37’dir. Gözlemlenen koşullar üzerindeki zenginlik endeksi-nin azaltılmış biçimli regresyonunun R2’sine dayalı olarak hesaplanan değerler sırasıyla %31 ve %32’dir. Parametrik olmayan hesaplamalar, keyfi fonksiyonel formlar gerektirmemeleri açısından avantajlı olsa da, koşullara bağlı ortalamaların hesaplanmasındaki (hüc-re büyüklüğü azaldıkça ortaya çıkan) belirsizlikten kaynaklanabilecek yukarı doğru yanlılık dezavandajı-na sahiptir. Parametrik hesaplamalarızı, Türkiye’deki fırsat eşitsizliğindeki alt sınır payının ihtiyatlı ölçüm-leri olarak değerlendiriyoruz.

74. Parametrik ölçümlerin bir diğer avantajı da, her bir bireysel koşul değişkeniyle ilgili kısmi paylara, topla-nabilir olarak ayrıştırılabilmesidir. Bu paylar, kadının doğum yeri türünün (kentsel ya da kırsal) Türkiye’de fırsat eşitsizliğindeki en büyük kısmi payın–toplam fırsat payının üçte biri- kaynağı olduğunu göstermek-tedir. Kırsal statüyü, önem sırasına göre babanın eği-tim durumu, annenin eğitim durumu, anadil ve kardeş sayısı izlemektedir.

75. İlginçtir ki, yukarıda bahsedilen koşul karak-teristikleri kontrol edildiğinde, kadınların hangi

geniş coğrafi bölgede (Doğu, Orta ya da Batı) doğduğu neredeyse hiçbir değişkenliğe neden olmamaktadır. Zenginlik dağılımları (aynı zamanda tüketim ve eğitim düzeyleri de) bu bölgelere göre büyük değişkenlik gösterdiğine göre, bu değişkenlik bölgelerin özgül etkilerinden ziyade, sözkonusu üç bölgedeki nüfus kompozisyonlarının diğer koşullar bakımından farklılık göstermelerinden kaynaklanıyor olmalıdır.

76. Bileşik varlık endeksinin varyans analizine daya-nan tüm bu bulgular, HBA hanehalkı tüketim düzeyle-ri verilerini kullanarak TNSA’daki tüketim verilerini tahmin ettiğimiz (impute) alternatif ampirik stratejiye dayanıklıdır (robust). Yerine tahmin edilen (imputed) tüketim değerleri için eşitsizliğin genel fırsat payları biraz düşük olsa da –ortalama log sapmasının %25 - %26’sı- koşulların kısmi sıralaması aynıdır: kentsel ya da kırsal bölgede doğmuş olma, babanın eğitim dü-zeyi, annenin eğitim düzeyi, anadil, kardeş sayısı ve doğum bölgesi.

77. Tüketim-bazlı analiz, sonuçların niteliksel sağ-lamlığına (robustness) dair bir fikir sunmanın yanısıra, sınırlı bir dereceye kadar uluslararası karşılaştırılabi-lirliği de mümkün kılmaktadır. Ferreira ve Gignoux (2008) tarafından beş Latin Amerika ülkesi için hesap-lanan tüketim eşitsizliğindeki fırsat paylarının alt sınır parametrik değerlerini kullanarak Türkiye sonuçlarını belirli bir bağlama oturtabiliriz. Ortalama logaritmik sapma için toplam paylar, Kolombiya için %24, Ek-vador için %32, Peru için % 34, Panama için %39 ve Guatemala için %50’dir. Yöntemsel farklılıklar göz önünde bulundurularak, Türkiye ve bu ülkeler arasın-daki benzerliklerin yorumlanmasında ve vurgulanma-sında aşırıya kaçılmamalıdır. Önemli bir fark, Türkiye örneği sonuçlarının gözlemlenen değil, yerine tahmin edilen (imputed) tüketime dayanmasıdır. Bunun yanı-sıra Latin Amerika araştırması bir koşul olarak baba-nın mesleğini içerirken, kardeş sayısını içermemekte-dir. Yine de kabaca göreli konumlarını karşılaştırırsak, Türkiye’de Latin Amerika’daki Guatemala ve Panama gibi ülkelerde olduğu kadar fırsat-eşitsizliği olmadığı açıktır. Latin Amerika’da fırsat eşitsizliği tayfında en alt sıralara denk düşen Türkiye için Kolombiya karşı-laştırma yapılabilecek iyi bir örnektir.

78. Makalede ayrıca, homojen-koşullu hane türle-ri, ortalama zenginlik düzeylerine göre sıralanarak Türkiye’nin fırsat profili incelenmiştir. Haneler bu


şekilde sıralandığında dağılımın en alt %10’luk ke-siminin %97’si kırsal kesimde, %88’i ise Doğu’da doğmuştur. Bunlardan %91’i Türkçe konuşmayan hanelerden gelmektedir ve %97’sinin annesi eğitim almamıştır. Fırsattan mahrum kalan bu ondalık dilim-deki 30-49 yaş arası kadınların %66’sı aşağıdaki özel-liklere sahiptirler: Doğu bölgesinin kırsal bir alanında, annenin okuma yazma bilmediği ve Türkçe konuşul-mayan bir hanede doğmuşlardır. Fırsat dağılımın en üst ondalık dilimiyle olan zıtlık ise her yönden olduk-ça çarpıcıdır.

79. Ahlaki açıdan ilişkisiz ve önceden belirlenmiş ni-teliklerle tanımlanan ekonomik fırsatlar bakımından gruplar arasında görülen bu keskin farklar, Türkle-rin, (tüketim eşitsizliği dünya sıralamasında ortalarda oldukları hâlde) neden göreli olarak eşitsizlik karşıtı olduklarını kısmen de olsa açıklamaktadır. Belki de daha önemlisi, önceden belirlenmiş koşullar temelinde oluşturulan sosyal grupların fırsat profili, Türk politika yapıcılarına, sınırlı kaynakları ve politikaların ilgisini daha kapsayıcı bir büyüme süreci geliştirme amacına yönlendirmede yardımcı olabilir.


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

Dolayısıyla

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:

5. Dolaylı ya da artık hesaplama CJ’nin kendisini sabit tutar ve var (y) ile onu takip eden varyans arasındaki farkı alır:

(A2) ile (A3) arasındaki ortalamanın alınması, (9)’u verir:

(A1)

(A2)

(A3)

(7)


Kaynakça

Alesina, Alberto, Rafael Di Tella, ve Robert MacCulloch (2004): “Eşitsizlik ve Mutluluk: Avrupalılar ve Amerikalılar birbirinden farklı mı?”, Journal of Public Economics, Elsevier, 88(9-10): 2009-2042.

Aran, Meltem, Sırma Demir, Özlem Sarıca ve Hakan Yazıcı (2008): “Türkiye’de Yoksulluk ve Refahtaki Değişimler 2003-2006”, Dünya Bankası Türkiye Ofisi, mimeo.

Arneson, Richard (1989): “Refah için Fırsat Eşitliği”, Philosophical Studies, 56: 77-93.

Barros, Ricardo P., Jose Molinas Vega ve Jaime Saavedra (2008): “Çocuklar İçin Fırsat Eşitsizliğini Ölçmek”, Dünya Bankası (Washington, DC) mimeo.

Bénabou, Roland ve Efe A. Ok (2001): “Sosyal Mobilite ve Yeniden Dağılım Talebi: Poum Hipotezi”, The Quarterly Journal of Economics, MIT Yayınları, 116 (2): 447-487.

Bénabou, Roland ve Jean Tirole (2006): “Adil bir Dünyaya İnanç ve Yeniden Dağılım Politikaları”, Quarterly Journal of Economics, 121 (2): 699-746.

Bourguignon, François, Francisco H.G. Ferreira ve Marta Menéndez (2007): “Brezilya’da Fırsat Eşitsizliği”, Review of Income Wealth, 53 (4): 585-618.

Checchi, Daniele ve Vitoroco Peragine (2005): “Bölgesel Farklılıklar ve Fırsat Eşitsizliği: İtalya Örneği”, IZA Tartışma Makalesi, 1874/2005.

Cogneau, Denis ve Jérémie Gignoux (2009): “Son Yirmi Yılda Brezilya’da Kazançlar Bakımından Eşitsizlik ve Eğitimsel Mobilite”, S. Klasen ve F. Nowak-Lehmann’de (ed.) 2. Bölüm, Latin Amerika’da İktidar, Eşitsizlik, ve Siyasa (Cambridge, MA: MIT Press).

Cohen, Gerry A. (1989): “Eşitlikçi Adalet Fikrinin Yaygınlığı Üzerine”, Ethics, 99: 906-944.

Dworkin, Ronald (1981): “Eşitlik Nedir? Bölüm 2: Kaynakların Eşitliği?”, Philosophy and Public Affairs, 10 (4): 283-345.

Elbers, Chris, Jean O. Lanjouw ve Peter Lanjouw (2003): “Yoksulluk ve Eşitsizliğin Mikro Düzeyde Hesaplanması”, Econometrica, 71 (1): 355-364.

Elbers, Chris, Peter Lanjouw, Johan Mistiaen ve Berk Özler (2008): “Gruplar-arası Eşitsizliği Yeniden Yorumlamak”, Journal of Economic Inequality, 6 (3): 231-245.

Ferreira, Francisco H. G. ve Jeremie Gignoux (2008): “Fırsat Eşitsizliğinin Ölçülmesi: teori ve Latin Amerika uygulaması”, Politika Araştırması Ön Makaleler Serisi , 4659, Dünya Bankası.

Filmer, Deon ve Lant Pritchett (2001): “Harcama Verileri Olmadan Zenginlik Etkilerini Hesaplamak- ya da Göz Yaşları: Hindistan eyaletlerinde okula kayıtlarla ilgili bir uygulama”, Demography, 38 (1): 115-132.

Filmer, Deon and Kinnon Scott (2008): “Varlık endekslerini değerlendirmek”, Politika Araştırması Ön Makaleler Serisi , 4605, Dünya Bankası.

Foster, James ve Artyom Shneyerov (2000): “Yoldan-bağımsız Eşitsizlik Ölçümleri”, Journal of Economic Theory, 91: 199-222.

Hirschman Albert O. ve Michael Rothschild (1973): “Ekonomik Kalkınma Sürecinde Gelir Eşitsizliğine Tahammülün Değişimi”, The Quarterly Journal of Economics, 87(4): 544-566.

Kolenikov, Stanislav ve Gustavo Angeles (2009): “Ayrık İkame Değişkenleri Kullanarak Statü Ölçümü: Temel bileşen analizi güvenilir bir cevap mıdır?”, Review of Income and Wealth, 55 (1): 128-165.

Lefranc, Arnaud, Nicolas Pistolesi ve Alain Trannoy (2008): “Çıktıların Eşitsizliği’ne Karşı Fırsatların Eşitsizliği: Batılı Toplumların Hepsi Aynı mıdır?”, Review of Income and Wealth, 54 (4): 513-546.

McKenzie, David (2005): “Eşitsizliği Varlık Göstergeleriyle Ölçmek”, Journal of Population Economics, 18: 229-260.

Roemer, John E. (1998): Fırsat Eşitliği. Cambridge, MA: Harvard University Yayınları.

Shorrocks, Anthony (1999): “Dağılımsal Analiz için Ayrıştırma Prosedürleri: Shapley Değerine dayalı birleşik bir çerçeve”, Essex Üniversitesi, mimograf.

World Bank, (2005): Dünya Kalkınma Raporu 2006: Eşitlik ve Kalkınma. Washington, DC: Dünya Bankası ve Oxford Üniversitesi Yayınları.


0.0

5.1

.15

-10 -5 0 5 10

Şekil 1: Türkiye için Hanehalkı Varlık Endeksi: yoğunluk

Varlık Endeksi Dağılımı (ağırlıklarla birlikte)

Yoğu

nluk

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


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


Tab

lo 1

: Tür

kiye

’de

Eşi

tsiz

liğin

Bo

yutla

rı v

e Ya

pıs

ı ile

ilg

ili A

lgıla

mal

ar

Kay

nak:

Geç

iş E

kono

mile

rinde

Yaş

am A

nket

i – T

ürki

ye, 2

006.

Gen

elm

etro

pol

kent

sel

kırs

alTü

rkçe

D

iğer

dipl

omas

ızilk

orta

öğre

timm

esle

ki v

eya

daha

yük

sek

Yok

sul

Ort

aZe

ngin

kesi

nlik

le k

atılm

ıyor

um

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

katıl

mıy

orum

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 k

atılı

yoru

m n

e de

kat

ılmıy

orum

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

katıl

ıyor

um18

.216

.319

.818

.518

.118

.224

.016

.220

.27.

023

.916

.714

.7ke

sinl

ikle

kat

ılıyo

rum

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

rol a

lmam

alı

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

orta

der

eced

e ro

l alm

alı

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

güçl

ü bi

r şe

kild

e ro

l alm

alı

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

şans

ızlık

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

tem

belli

k ve

irad

esiz

lik24

.421

.829

.122

.526

.315

.921

.228

.317

.829

.322

.627

.223

.4to

plum

daki

ada

lets

izlik

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

mod

ern

yaşa

mın

kaç

ınılm

az b

ir pa

rças

ı 2.

62.

63.

51.

53.

00.

60.

32.

54.

63.

72.

10.

84.

5

çaba

ve

sıkı

çal

ışm

a48

.446

.752

.146

.650

.240

.954

.549

.543

.239

.450

.151

.244

.5ze

ka v

e be

ceri

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

siya

si b

ağla

ntıla

r11

.417

.08.

68.

110

.415

.98.

09.

413

.127

.38.

212

.413

.2kr

imin

al/y

olsu

zluk

bağ

lant

ıları

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

Nüf

us d

ağılı

mı

35.2

32.8

32.0

81.4

18.7

23.5

45.9

22.2

8.4

30.5

33.1

36.4

Ala

n tü

rüne

gör

eH

arca

ma

sevi

yesi

ne g

öre

Ana

dile

gör

e

"Dev

let

zeng

inle

r ile

yok

sulla

r ar

asın

daki

fark

ın

azal

tılm

asın

da r

ol a

lmal

ı mıd

ır?"

Eği

tim s

eviy

esin

e gö

re

"Siz

e gö

re b

ugün

ülk

emiz

de b

azı i

nsan

ların

muh

taç

duru

mda

ol

mas

ının

tem

el s

ebeb

i ned

ir?"

"Bu

liste

deki

fakt

örle

rden

han

gisi

bu

ülke

de h

ayat

ta

başa

rılı o

labi

lmek

için

ger

ekli

en ö

nem

li fa

ktör

dür?

"

"Bu

ülke

de z

engi

nler

ile

yoks

ulla

r ar

asın

daki

m

evcu

t fa

rkın

aza

ltılm

ası g

erek

ir."


Tablo 2: Hanehalkı zenginlik endeksi Varlık göstergelerinin temel bileşenleri ve özet istatistikleri


Tablo 3: Nüfusun koşullara göre bölümlenmesi; zenginlik analizi

Tablo 4: Varlık endeksinin koşullara dayalı indirgenmiş-form regresyonu

Sağlam (robust) standart hatalar köşeli parantez içinde gösterilmiştir *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1Örneklem: En az bir kez evlilik yapmış 15-39 yaş arası kadınlar

Özellikler

Alan türü

Kırsal alan

Kentsel alan

Doğum bölgesi

Doğu

Orta

Batı

Annenin eğitimi

Eğitimsiz veya bilinmiyor

İlköğretim

Ortaöğretim

Yükseköğretim

Babanın eğitimi

Eğitimsiz veya bilinmiyor

İlköğretim

Ortaöğretim

Yükseköğretim

Ana dil

Diğer

Türkçe

Kardeş sayısı

3’ten az4- 56 - 8

9 veya daha fazla

Nüfus oranı

Yüzde

54.2

45.8

24.4

43.9

31.7

64.0

32.4

3.1

0.5

37.3

52.1

8.7

2.0

17.1

82.9

23.647.424.05.1

Koşul değişkeniKentsel alanda doğum

Orta bölgede doğum

Batı bölgesinde doğum

Anne ilköğretim mezunu

Anne ortaöğretim mezunu

Anne yükseköğretim mezunu

Baba ilköğretim mezunu

Baba ortaöğretim mezunu

Baba yükseköğretim mezunu

Türkçe ana dil

4 - 5 kardeş

6 - 8 kardeş

9 veya daha fazla kardeş

Sabit

GözlemlerR-kare

Katsayı1.46***[0.06]0.066

[0.0742]0.10

[0.09]0.51***[0.07]

1.22***[0.19]0.95**[0.38]

0.47***[0.07]

1.32***[0.11]

2.20***[0.21]

1.02***[0.09]

-0.39***[0.08]

-0.63***[0.09]

-1.09***[0.13]

-1.68***[0.11]80740.306


Tablo 5: Kadınlar için Zenginlik Eşitsizliğindeki Fırsat Payları

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.

Genel eşitsizlik: varyans

Toplam fırsat eşitsizliği payı

Parametrik olmayan

Parametrik

Koşullarla ilişkili kısmi paylar

Alan türü

Doğum bölgesi

Annenin eğitimi

Babanın eğitimi

Ana dil

Kardeş sayısı

Bizim endeksimiz

15-49 yaş 30-49 yaşTNSA

endeksi

6.479

0.345

0.306

0.116

0.004

0.041

0.066

0.045

0.033

6.953

0.372

0.324

0.127

0.002

0.058

0.075

0.031

0.030

91.631

0.286

0.245

0.072

0.002

0.038

0.061

0.039

0.034


Tab

lo 6

: Tür

kiye

için

(Z

eng

inlik

) Fı

rsat

Yo

ksun

luğ

u P

rofil

i

Kay

nak:

TN

SA

200

3. Ö

rnek

lem

, en

az b

ir ke

z ev

lilik

yap

mış

30-

49 y

aş a

rası

kad

ınla

rı iç

eriy

or. E

ndek

sin

gene

l ort

alam

ası 0

.283

, sta

ndar

t sap

mas

ı 2.6

37’d

ir.

Do

ğun

Ala

nı

Do

ğum

A

nnen

in E

ğiti

mi

Bab

anın

Eğ

itim

i E

vde

konu

şula

n

Kar

deş

say

ısı

Nüf

us p

ayı

Gru

p o

rtal

ama

B

ölg

esi

ana

dil

so

nucu

(var

lık e

ndek

sind

e)

Ken

tsel

ala

n O

rta

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

or

taöğ

retim

Tü

rkçe

9

veya

dah

a fa

zla

0.00

79

-4.8

81

Ken

tsel

ala

n B

atı

ilköğ

retim

eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

Türk

çe

6 - 8

0.

0309

-3

.821

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

orta

öğre

tim

başk

a di

l 4

- 5

0.02

60

-3.7

73

Kırs

al a

lan

Bat

ı ilk

öğre

tim

ilköğ

retim

Tü

rkçe

9

veya

dah

a fa

zla

0.06

95

-3.0

92

Kırs

al a

lan

Bat

ı eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

orta

öğre

tim

Türk

çe

4 - 5

0.

0521

-3

.050

Kırs

al a

lan

Ort

a ilk

öğre

tim

ilköğ

retim

ba

şka

dil

6 - 8

0.

0204

-2

.917

Ken

tsel

ala

n O

rta

ilköğ

retim

ilk

öğre

tim

başk

a di

l 9

veya

dah

a fa

zla

0.01

58

-2.7

05

Kırs

al a

lan

Bat

ı eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

Tü

rkçe

9

veya

dah

a fa

zla

0.02

07

-2.6

52

Ken

tsel

ala

n O

rta

orta

öğre

tim

orta

öğre

tim

başk

a di

l 9

veya

dah

a fa

zla

0.01

51

-2.6

04

Kırs

al a

lan

Doğ

u ilk

öğre

tim

ilköğ

retim

ba

şka

dil

6 - 8

0.

0063

-2

.575

Kırs

al a

lan

Ort

a eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

9 ve

ya d

aha

fazl

a 0.

1373

-2

.361

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

3’te

n az

0.

4403

-2

.298

Ken

tsel

ala

n D

oğu

ilköğ

retim

eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

başk

a di

l 9

veya

dah

a fa

zla

0.00

63

-2.2

92

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

ilköğ

retim

ba

şka

dil

9 ve

ya d

aha

fazl

a 0.

3602

-2

.264

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

9 ve

ya d

aha

fazl

a 1.

2089

-2

.173

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

4 - 5

2.

2051

-2

.108

Kırs

al a

lan

Doğ

u ilk

öğre

tim

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

9 ve

ya d

aha

fazl

a 0.

0115

-2

.088

Kırs

al a

lan

Doğ

u ilk

öğre

tim

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

6 - 8

0.

0395

-2

.047

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ba

şka

dil

6 - 8

3.

3125

-2

.017

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

ilköğ

retim

ba

şka

dil

6 - 8

0.

6914

-1

.881

Ken

tsel

ala

n O

rta

orta

öğre

tim

yüks

ek ö

ğret

im

Türk

çe

4 - 5

0.

0191

-1

.562

Ken

tsel

ala

n B

atı

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

ilk

öğre

tim

başk

a di

l 4

- 5

0.10

38

-1.4

79

Kırs

al a

lan

Doğ

u ilk

öğre

tim

ilköğ

retim

ba

şka

dil

4 - 5

0.

0380

-1

.469

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

orta

öğre

tim

Türk

çe

4 - 5

0.

0275

-1

.453

Kırs

al a

lan

Doğ

u eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

ilköğ

retim

ba

şka

dil

4 - 5

0.

4324

-1

.452

Kırs

al a

lan

Ort

a eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

Tü

rkçe

9

veya

dah

a fa

zla

0.56

50

-1.4

42

Ken

tsel

ala

n B

atı

eğiti

msi

z ve

ya b

ilinm

iyor

eğ

itim

siz

veya

bili

nmiy

or

Türk

çe

9 ve

ya d

aha

fazl

a 0.

0881

-1

.365


Tablo 7: Fırsat Yoksunları ve Fırsat Zenginleri: fırsat profilinin en alt ve en üst ondalık dilimlerinin özellikleri

Tablo 8: HBA ve TNSA örneklemlerindeki ortak varlık göstergeleri ve demografik değişkenler için açıklayıcı istatistikler

Not: İstatistikler, her bir ankette örneklemlerin tamamı için verilmiştir.

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.

Her bir koşul kategorisine düşen avantajlı ve dezavantajlı kadın gruplarının yüzdesi

Doğum alanı

Doğum Bölgesi

Annenin eğitimi

Babanın eğitimi

Ana dil

Kardeş sayısı

KırsalKentsel

DoğuOrtaBatı

Eğitimsiz veya bilinmiyorİlköğretimOrtaöğretimYükseköğretim

Eğitimsiz veya bilinmiyorİlköğretimOrtaöğretimYükseköğretim

Türkçe dışıTürkçe

3’ten az3 - 56 - 89’dan fazla

0.799.3

5.832.261.9

6.666.523.9

3.1

0.345.738.715.3

1.598.5

85.013.7

1.20.0

97.12.9

88.57.83.7

97.32.40.30.0

81.117.5

1.30.2

91.18.9

4.429.241.225.2

57.742.3

25.044.730.2

70.826.7

2.20.3

44.447.7

6.41.5

17.682.4

20.348.525.9

5.3

Avantajlı %10 Dezavantajlı %10 Toplam

TNSA 2003

Değişken

HBA 2003

Gözlenen GözlenenOrtalama OrtalamaStandart Sapma.

Standart Sapma.

FırınBulaşık makinesiDvd oynatıcıÇamaşır makinesiVideo kameraKlimaTVVideoKablo TVCep telefonuBilgisayarİnternetOtomobilMotosikletTarımsal araziŞebeke suyuTuvalet ev içinde Ev kendine aitEv kiraEv lojmanEv diğer Oda başına düşen aile üyesi Hane nüfusunun logaritması Çocuk sayısı 0 - 4Çocuk sayısı 5 - 14Aile reisi kadın Aile reisinin yaşıAile reisinin yaşının karesi (/10)Aile reisinin eğitim gördüğü yıl sayısı Aile reisinin eğitim gördüğü yıl sayısının karesi (/10)Kentsel alan

10836108361083610836108361083610836108361083610836108361083610836108361083610836108361083610836108361083610836108361083610836108361083610836108341083410836

25764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764257642576425764

0.0720.2210.3170.7830.0350.0470.9470.0730.0620.6710.1160.0630.2580.0450.1370.7420.7820.6200.2480.0140.1181.3251.3010.3820.8020.125

47.21824.566

6.95210.787

0.705

0.0630.2290.2000.8010.0220.0280.9710.0680.0600.5450.0930.0360.2410.0260.1310.9320.8840.7190.2160.0130.0511.2711.3080.3440.8450.096

46.84123.806

6.6625.6450.638

0.2590.4150.4650.4120.1840.2120.2230.2590.2400.4700.3200.2420.4370.2080.3440.4370.4130.485

0.1180.3230.8720.5380.6861.1340.331

15.07115.525

7.71665.521

0.456

0.2420.4200.4000.3990.1460.1660.1680.2510.2370.4980.2910.1870.4280.1580.3380.2510.3210.4490.4110.1150.2210.6990.4850.6261.1060.295

13.65813.867

3.4745.2270.481


Tablo 9: Hanehalkı yıllık tüketiminin HBA’daki varlıklara dayalı regresyonu

Tablo 10: Yerine tahmin edilen (imputed) kişi başına tüketimin koşullara dayalı indirgenmiş-form regresyonu

Sağlam (robust) standart hatalar köşeli parantez içinde *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Sağlam standart hatalar köşeli parantez içinde *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1Kaynak: TNSA 2003, tüketim değerleri HBA 2003 verileri kullanarak tahmin edilmiştir (imputed). Örneklem 30-49 yaş arası en az bir kez evlilik yapmış kadınlardan oluşmaktadır.

Log hanehalkı yıllık harcaması

0.08***[0.02]

0.21***[0.01]

0.09***[0.01]

0.23***[0.01]

0.29***[0.03]

0.22***[0.03]

0.16***[0.03]

0.05***[0.02]

0.32***[0.02]

0.21***[0.01]

0.12***[0.02]

0.16***[0.03]

0.20***[0.01]

0.06***[0.02]

0.05***[0.01]

0.08***[0.02]

0.11***[0.01]

0.05***[0.01]

Ref.

0.05[0.03]

0.04**[0.02]

-0.05***[0.01]

0.39***[0.02]

-0.03***[0.01]

-0.05***[0.00]

0.02[0.01]

0.02***[0.00]

-0.01***[0.00]

0.02***[0.00]

0.01**[0.00]

0.10***[0.01]

18.23***[0.06]257640.525

Katsayı

Fırın

Bulaşık makinesi

Dvd oynatıcı

Çamaşır makinesi

Video kamera

Klima

TV

Video

Kablo TV

Cep telefonu

Bilgisayar

İnternet

Otomobil

Motosiklet

Tarımsal arazi

Şebeke suyu

Tuvalet içeride

Ev kendine ait

Ev kira

Ev lojman

Ev diğer

Oda başına düşen hane üyesi sayısı

hane nüfusunun logaritması

Çocuk sayısı 0 - 4

Çocuk sayısı 5 -14

Hane reisi kadın

Hane reisinin yaşı

Hane reisinin yaşının karesi (/10)

Hane reisinin eğitim gördüğü yıl sayısı

Hane reisinin eğitim gördüğü yıl sayısının karesi (/10)Kentsel alan

Sabit

GözlemlerR-kare

Koşul değişkeni

Kentsel alanda doğum

Orta bölgede doğum

Batı bölgesinde doğum

Anne ilköğretim mezunu

Anne ortaöğretim mezunu

Anne yükseköğretim mezunu

Baba ilköğretim mezunu

Baba ortaöğretim mezunu

Baba yükseköğretim mezunu

Türkçe ana dil

4 - 5 kardeş

6 - 8 kardeş

9 veya daha fazla kardeş

Sabit

GözlemlerR-kare

Katsayı

0.34***[0.02]

0.08***[0.03]

0.15***[0.04]

0.16***[0.03]

0.59***[0.09]

0.75***[0.17]

0.10***[0.03]

0.34***[0.05]

0.61***[0.11]

0.39***[0.04]

-0.09***[0.03]

-0.19***[0.04]

-0.30***[0.06]

18.15***[0.04]52290.257


Tablo 11: Kadınlar için Tüketim Eşitsizliğindeki Fırsat Payları

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.

15-49 yaş arası Örneklem

Genel eşitsizlik: E(0)

Fırsat eşitsizliğinin toplam payı

Parametrik olmayan

Parametrik

Koşullar ile ilişkili kısmi paylar

Alan türü

Doğum bölgesi

Annenin eğitimi

Babanın eğitimi

Ana dil

Kardeş sayısı

0.347

0.292

0.248

0.097

0.026

0.071

0.084

0.060

0.049

0.360

0.322

0.266

0.112

0.026

0.093

0.093

0.052

0.047

30-49 yaş arası örneklem

Not:

Not:

Not:

World Bank

© 2010 Uluslararası İmar ve Kalkınma BankasıDünya Bankası1818 H Street, NWWashington, DC 20433Tüm Hakları Saklıdır.

Documents

Türkiye’de Ekonomik Fırsat Eşitsizliği: Varlık Göstergeleri ve …documents.worldbank.org/curated/en/113371468120271864/... · 2016-07-13 · Çevirenin notu: Bu işleme literatürde