Bu çalışmada kullanılan küçük açık ekonomi genel denge modeli, kadın ve erkek hane üyelerinin piyasa işi, ev üretimi ve boş zaman arasındaki zaman tahsisini; tüketim, yatırım, sermaye birikimi ve dış varlık kararlarıyla aynı sistem içinde çözen nicel bir yapısal modeldir. Yazarlar, Kolombiya için açıklanamayan ücret farkını modelde işverenlerin kadın emeğini aynı verimlilik düzeyindeki erkek emeğine göre daha maliyetli algılamasını temsil eden bir ayrımcılık kamasıyla ilişkilendirir. Temel karşı-olgusal deneyde yaklaşık %13 olan ücret farkına karşılık gelen ayrımcılık yarıya indirildiğinde model, GSYH'nin ilk etkide %4,73 ve yeni uzun dönem dengesinde %6,63 arttığını; toplam istihdamın sırasıyla %6,30 ve %6,02 yükseldiğini; yatırımın ilk anda %12,74 arttıktan sonra uzun dönemde %6,63 artışa yakınsadığını hesaplar. Kadın istihdamı yaklaşık %17 artarken erkek istihdamı hafifçe azalır. Bu sonuçlar gözlemsel bir politika değerlendirmesinden değil, kalibre edilmiş yapısal modelin karşı-olgusal simülasyonundan elde edilmiştir.

Modelde ücret farkının azalması kadınların ücretini ve piyasa emeğini artırırken kadınların ev üretimi ve boş zamanını azaltır. Erkekler ise artan ortak hane gelirinden yararlanıp piyasa çalışma saatlerini bir miktar azaltabilir. Bu nedenle ayrımcılığın azalması iki cinsiyet için de refah artışı üretse de modelde erkek refahındaki artış kadın refahındaki artıştan daha büyüktür. Kadın refahı dinamik ölçümde %1,41 ve statik ölçümde %2,22; erkek refahı sırasıyla %4,38 ve %5,28 artmaktadır. Hane toplam refahının dinamik değeri konusunda kaynak içinde bir tutarsızlık vardır: sonuç metni %3,45 derken Tablo 6 değeri %3,35'tir; statik değer her iki yerde de %4,22'dir.

Maliyetsiz ayrımcılık azaltımı çalışmanın en elverişli ve bir üst sınır niteliğindeki senaryosudur. Kadın istihdamına verilen sübvansiyon tüketim vergisiyle finanse edildiğinde aynı yarıya indirme durumunda uzun dönem GSYH artışı %1,66'ya düşmektedir; ücret farkının tamamen kapatıldığı tüketim vergisi senaryosunda GSYH artışı %2,67'ye kadar çıkmakla birlikte kazançlar doğrusal değildir ve kadın refahı yaklaşık %8 ücret farkı düzeyinde en yüksek noktaya ulaşmaktadır. Erkek emeğine vergiyle finansman ise sermaye birikimi ve hane geliri kanallarını daha doğrudan bozduğu için daha zayıf makroekonomik sonuçlar üretmektedir. Duyarlılık analizinde uzun dönem GSYH artışı kullanılan ikame esnekliklerine bağlı olarak yaklaşık %4,0 ile %15,7 arasında değiştiğinden, %6,63'lük temel tahmin evrensel bir sabit değil, seçilen yapısal parametreler altındaki merkez senaryodur.

Araştırma problemi: ücret farkı neden makroekonomik bir sorun olarak modelleniyor?

Çalışmanın çıkış noktası, kadın ve erkeklerin gözlenen ücretleri arasındaki farkın yalnız bireysel gelir dağılımını değil, ekonomideki emek arzını, hane içi zaman kullanımını, tüketimi, yatırımı ve sermaye birikimini de etkileyebilmesidir. Yazarların yaklaşımında düşük kadın ücreti, kadınların piyasa dışı zamana ve ev üretimine ayırdığı zamanın fırsat maliyetini düşürür; aynı zamanda hane içi pazarlık ağırlığını ücret oranı üzerinden etkiler. Böylece ücret ayrımcılığı, tek bir işgücü piyasası sonucu olarak kalmayıp hane kararları ve üretim sistemi boyunca yayılan bir genel denge bozulmasına dönüşür.

Kaynak çalışma Kolombiya'yı özellikle gelişmekte olan küçük açık ekonomi örneği olarak ele alır. Çalışmanın kullandığı ampirik çerçevede son yıllardaki açıklanamayan ücret farkı yaklaşık %13'tür. Yazarlar bu açıklanamayan bileşeni, beşeri sermaye, meslek, sektör ve istihdam türü gibi gözlenebilir unsurlarla açıklanamayan ücret farkının yapısal karşılığı olarak modeldeki ayrımcılık parametresine eşler. Bu eşleme, açıklanamayan farkın bütünüyle doğrudan ayrımcılığın saf nedensel ölçümü olduğu anlamına gelmez; modelin nicel tanımlama tercihidir.

Ücret farkı ile zaman kullanımı birlikte ele alınıyor

Kaynak, ücret verisini ev içi ücretsiz çalışma ve ücretli çalışma süreleriyle birlikte düşünür. DANE Ulusal Zaman Kullanım Araştırması'ndan raporlanan değerler, kadınların ücretli çalışma süresinin erkeklerden daha düşük, ücretsiz çalışma süresinin ise belirgin biçimde daha yüksek olduğunu göstermektedir. Çalışma, kalibrasyonda pandemi etkisini azaltmak amacıyla 2016-2017 dalgasını esas alır; 2020-2021 dalgasının COVID-19 nedeniyle olağandışı olabileceğini belirtir.

Bu tablo doğrudan bir nedensellik kanıtı değildir. Model, ücret farkı ile zaman tahsisi arasındaki ilişkiyi bir yapısal mekanizma içinde temsil eder: kadın ücretinin yükselmesi ev üretiminde geçirilen zamanın fırsat maliyetini artırır; bunun sonucunda hane, kadın zamanının daha büyük bölümünü piyasa işine kaydırabilir.

Ücret ayrımcılığı bu modelde nasıl temsil ediliyor?

Ücret ayrımcılığı, firmaların kadın emeğini aynı üretkenlikteki erkek emeğine kıyasla ek bir maliyet taşıyormuş gibi değerlendirmesini temsil eden \(D_F\) ayrımcılık kamasıyla modellenir; bu kama kadın emeğinin firma açısından etkin maliyetini \(W_F + D_F\) düzeyine çıkarırken erkek emeği için karşılık gelen maliyet yalnız \(W_M\)'dir.

Kaynak çalışmada kadın ve erkek emeğinin üretkenliğinin eşit olduğu varsayılır; piyasa emek bileşiminde kadın emeğinin ağırlığı \(\theta=0{,}50\) olarak alınır. Buna rağmen firmanın kadın emeği talebi koşulunda ücretin yanına \(D_F\) eklenir:

\[P_t^H(1-\alpha)\frac{X_t}{L_t}\theta\left(\frac{L_t}{N_{F,t}^{d}}\right)^{1/\sigma_L}=W_{F,t}+D_F\]

Erkek emeği için aynı koşul ayrımcılık kaması içermez:

\[P_t^H(1-\alpha)\frac{X_t}{L_t}(1-\theta)\left(\frac{L_t}{N_{M,t}^{d}}\right)^{1/\sigma_L}=W_{M,t}\]

Dolayısıyla \(D_F\) düştüğünde kadın emeğinin firmaya algılanan etkin maliyeti azalır. Genel denge içinde bu değişim kadın emeği talebini, ücretleri, hane içi zaman tahsisini, toplam emek girdisini ve sermaye talebini birlikte etkiler. Modelde ayrımcılık parametresi temel kalibrasyonda \(D_F=0{,}29\) olarak belirlenmiştir. Yazarların hesabına göre bu değer başlangıç durağan durumunda kadın ücretinin yaklaşık %35'ine karşılık gelen bir kama büyüklüğüdür.

Çalışma ücret farkını \((W_M-W_F)/W_F\) biçiminde ölçer. Bu tanım altında %13 fark, kadın/erkek ücret oranının yaklaşık \(W_F/W_M=0{,}885\) olmasına karşılık gelir. Temel deney bu farkı yaklaşık %6,5 düzeyine indirecek biçimde ayrımcılık kamasını azaltır.

Hanehalkı: tüketim, ev üretimi ve boş zaman aynı fayda probleminde

Temsili hane iki ajandan oluşur: kadın \(F\) ve erkek \(M\). Her ajanın dönemlik faydası, bileşik tüketim \(C_{G,t}\) ile boş zaman \(L_{G,t}\) üzerinden kurulur:

\[U_{G,t}=\left[\frac{\left((C_{G,t})^b(L_{G,t})^{1-b}\right)^{1-\sigma}}{1-\sigma}+\Omega\right],\qquad G\in\{F,M\}.\]

Burada \(b\), tüketimin faydadaki ağırlığını; \(\sigma\), dönemler arası ikame esnekliğinin tersini; \(\Omega\) ise faydanın negatif olmamasını sağlayan ölçek sabitini temsil eder. Bileşik tüketim, piyasadan satın alınan mal \(C_t^N\) ile evde üretilen piyasa dışı mal \(C_t^V\) arasında CES yapısıyla tanımlanır:

\[C_{G,t}=\left[\gamma_G(C_t^N)^{\frac{\sigma_C-1}{\sigma_C}}+(1-\gamma_G)(C_t^V)^{\frac{\sigma_C-1}{\sigma_C}}\right]^{\frac{\sigma_C}{\sigma_C-1}}.\]

\(\gamma_G\), ilgili ajanın piyasa malına tercih ağırlığını; \(\sigma_C\), piyasa ve piyasa dışı tüketim arasındaki ikame esnekliğini gösterir. Ev üretimi de kadın ve erkek ev emeğini bir CES bileşiminde kullanır:

\[C_t^V=\left[\gamma_V(V_{F,t})^{\frac{\sigma_V-1}{\sigma_V}}+(1-\gamma_V)(V_{M,t})^{\frac{\sigma_V-1}{\sigma_V}}\right]^{\frac{\sigma_V}{\sigma_V-1}}.\]

Her ajanın bir dönemlik toplam zamanı üç kullanıma ayrılır:

\[1=N_{G,t}+V_{G,t}+L_{G,t}.\]

\(N_{G,t}\) piyasa çalışma süresi, \(V_{G,t}\) ücretsiz ev üretimi süresi, \(L_{G,t}\) boş zamandır. Modelde her iki ajan da işgücü piyasasında daima aktiftir; dolayısıyla istihdam kararı işgücüne katılıp katılmama değil, piyasa çalışma saati yoğunluğu üzerinden modellenir. Bu, modelin önemli bir sınırlılığıdır: işgücüne katılımın genişleme marjı doğrudan temsil edilmez.

Hane içi pazarlık gücü ücret oranına bağlıdır

Toplam hane faydası kadın ve erkeğin faydalarının pazarlık ağırlıklarıyla birleşimidir:

\[U_t=\zeta_{M,t}U_{M,t}+\zeta_{F,t}U_{F,t}.\]

Kaynak çalışmada erkek pazarlık ağırlığı \(\zeta_{M,t}=1{,}5-W_{F,t}/W_{M,t}\) olarak tanımlanır ve \(\zeta_{M,t}+\zeta_{F,t}=1\) koşulu uygulanır. Ücretler eşitlendiğinde pazarlık ağırlıkları da eşitlenir. Ücret farkı kadın aleyhine olduğunda daha yüksek ücrete sahip tarafın hane fayda fonksiyonundaki ağırlığı yükselir. Bu bağlantı, ücret politikasının yalnız piyasa gelirini değil hane içi karar ağırlığını da değiştirmesine izin verir.

Hane; piyasa tüketimi, her iki ajanın piyasa işi/ev işi/boş zaman tahsisi, yatırım, yabancı varlıklar ve gelecek dönem sermayesi üzerinde seçim yapar. Model tam hane içi risk paylaşımı ve tüketim havuzlaması varsayar. Başka bir ifadeyle kadın ve erkek ayrı bütçelerle değil, ortak kaynak havuzuyla karar veren tek bir hane birimi gibi davranır. Bu varsayım, refah sonuçlarının dağılımı açısından merkezîdir.

Ücret farkını azaltmak kadınların refahını neden aynı ölçüde artırmıyor?

Modelde kadınların daha yüksek ücretten ve daha yüksek hane tüketiminden elde ettiği fayda, piyasa çalışma saatlerinin artmasıyla kaybedilen boş zaman ve ev üretimi tüketiminin azalması tarafından kısmen dengelendiği için kadın refahındaki artış erkek refahındaki artıştan daha küçüktür; erkekler ise yükselen ortak hane gelirinden yararlanırken piyasa çalışma saatlerini azaltabilmektedir.

Bu sonuç, “ücret eşitliğinin azalması kadınlara zarar verir” biçiminde genel bir ampirik hüküm değildir. Sonuç, çalışmanın özel fayda fonksiyonu, ev üretiminin fayda içindeki rolü, ortak gelir havuzu, pazarlık ağırlığı kuralı ve yoğun emek arzı varsayımları altında ortaya çıkan model içi refah dağılımıdır. Kadın ücretinin artması kadınların piyasa işini güçlü biçimde artırırken, ev emeği ve boş zamanı azaltır; erkek piyasa emeği ise küçük ölçüde geriler. Bu nedenle aynı politika hedefi altında gelir ve zaman kullanımı etkileri cinsiyetler arasında simetrik değildir.

Küçük açık ekonomi ve sermaye birikimi neden ekleniyor?

Modelde hane yalnız emek arzını değil sermaye yatırımı ile yabancı varlık pozisyonunu da seçer. Sermaye birikimi yatırım ayarlama maliyetiyle tanımlanır:

\[K_{t+1}\leq(1-\delta)K_t+I_t-\frac{\phi_K}{2}\left(\frac{I_t}{I_{t-1}}-1\right)^2.\]

Bu yapı, ayrımcılık azalınca üretimin neden yalnız emek üzerinden bir defalık sıçrama yapmadığını açıklar. İlk anda sermaye önceden belirlenmiştir; kadın piyasa emeğindeki artış üretimi yükseltir. Daha yüksek emek girdisi sermayenin marjinal ürününü ve yatırım teşvikini artırır. Yatırım yükseldikçe sermaye stoku zaman içinde büyür; böylece GSYH, tüketim ve ücretler yeni uzun dönem düzeylerine kademeli olarak yakınsar.

Küçük açık ekonomi kapanışı, yabancı varlık pozisyonuna duyarlı dış faiz oranıyla sağlanır. Bu mekanizma hanelerin yatırım artışının bir kısmını dış borçlanmayla finanse edebilmesine izin verir. Açık ve kapalı ekonomi karşılaştırması, uzun dönem sonuçlarının neredeyse aynı olduğunu; esas farklılığın kısa dönem yatırım tepkisinde ortaya çıktığını göstermektedir.

Üretim yapısı: yerli/yabancı ara mallar ve kadın/erkek emek bileşimi

Nihai mal üreticisi yerli ara mal \(X_t^H\) ile ithal ara mal \(X_t^{IM}\)'yi Armington tipi CES bileştiriciyle birleştirir:

\[Y_t=\left[\omega^{1/\sigma_H}(X_t^H)^{\frac{\sigma_H-1}{\sigma_H}}+(1-\omega)^{1/\sigma_H}(X_t^{IM})^{\frac{\sigma_H-1}{\sigma_H}}\right]^{\frac{\sigma_H}{\sigma_H-1}}.\]

Yerli ara mal üretiminde önce kadın ve erkek emek girdileri CES biçiminde bir bileşik emek girdisine dönüştürülür:

\[L_t=\left[\theta(N_{F,t}^{d})^{\frac{\sigma_L-1}{\sigma_L}}+(1-\theta)(N_{M,t}^{d})^{\frac{\sigma_L-1}{\sigma_L}}\right]^{\frac{\sigma_L}{\sigma_L-1}}.\]

Ardından bileşik emek ve sermaye Cobb-Douglas teknolojisinde kullanılır:

\[X_t=A_tL_t^{1-\alpha}K_t^{\alpha}.\]

\(\sigma_L\) kadın ve erkek piyasa emeğinin birbirinin yerine ne kadar kolay geçebildiğini belirler. Bu parametre sonuç büyüklükleri için kritiktir: iki emek türü daha tamamlayıcı olduğunda ayrımcılığın azalması toplam emek talebini daha fazla genişletebilir; kolay ikame edilebildiklerinde firmalar toplam istihdamı daha az artırarak emek bileşimini değiştirebilir.

Mal piyasası ve dış ticaret kapanışında net ihracat ile GSYH şu şekilde tanımlanır:

\[NX_t=q_tP_t^{EX}X_t^{EX}-q_tP_t^*X_t^{IM},\]

\[GDP_t=P_t(C_t^N+I_t)+NX_t.\]

Ayrımcılık azalmasının genel denge aktarım zinciri

Çalışmanın Yöntemi ve Bulguları

Kalibrasyon stratejisi

Model üç tür bilgi kaynağını birleştirir: literatürden alınan yapısal parametreler, Kolombiya makroekonomik verilerine eşlenen durağan durum hedefleri ve zaman kullanım verileri. Kalibrasyon 2010-2019 dönemindeki uzun dönem koşullarını hedefler; model çeyreklik frekansta çalışır ve durağan durumda büyüme olmadığı varsayılır. Yatırım/GSYH, dışa açıklık ve dış borç/GSYH oranları DANE ulusal hesaplarından; piyasa ve ev emeği hedefleri 2016-2017 DANE zaman kullanım araştırmasından alınır. Açıklanamayan ücret farkı için kaynak, Ramírez-Giraldo ve çalışma arkadaşlarının 2026 tahminini kullanır.

Modelin yüksek boyutlu doğrusal olmayan durağan durum sistemi analitik olarak çözülmediği için yazarlar MATLAB'daki fsolve yordamını kullanır. Kaynak, 10 temel durağan durum denklemi ile altı kalibrasyon hedefini birlikte çözerek 16 bilinmeyenli 16 denklemden oluşan sistemi sayısal olarak çözdüğünü belirtir.

İş çevrimi momentleri modelin hangi yönlerini yakalıyor?

Yazarlar, toplam faktör verimliliği şoklarıyla simüle edilen modelin makro serilerdeki göreli oynaklık, çıktı ile birlikte hareket ve süreklilik özelliklerini veriyle karşılaştırır. Model tüketimin çıktıdan daha az; yatırımın ise çıktıdan daha oynak olması sıralamasını yakalar. Bununla birlikte büyüklükler tam eşleşmez; özellikle net ihracat oynaklığı ve çıktı ile negatif korelasyonunun büyüklüğü modelde veriye göre oldukça zayıftır. Bu karşılaştırma modelin her iş çevrimi boyutunu tam olarak yeniden üretmediğini göstermesi bakımından önemlidir.

İş çevrimi simülasyonu için kullanılan ek parametreler toplam faktör verimliliği kalıcılığı \(\rho_a=0{,}9\), dış faiz oranının dış borca duyarlılığı \(\phi_A=-0{,}5\), yatırım ayarlama maliyeti \(\phi_K=0{,}001\) ve TFP şoku standart sapması \(\sigma_A=0{,}0025\)'tir.

Ücret farkının yarıya indirilmesi ekonomiyi nasıl etkiliyor?

Temel ve maliyetsiz karşı-olgusal deneyde ücret farkına karşılık gelen ayrımcılık yaklaşık yarıya indirildiğinde model, GSYH'yi ilk etkide %4,73 ve uzun dönemde %6,63 artırır; toplam istihdam ilk etkide %6,30 artarken kadın istihdamı yaklaşık %17 yükselir ve yatırım ilk anda %12,74 sıçrayarak sermaye birikiminin geçiş dinamiklerinde güçlü bir rol oynadığını gösterir.

İlk dönemde sermaye stoku değişemediği için üretim artışı büyük ölçüde emek marjından gelir. Kadın piyasa emeğinin hızla artması toplam emeği yükseltir. Ardından daha yüksek emek girdisi sermayenin marjinal ürününü artırdığı için yatırım %12,74 sıçrar; sermaye biriktikçe GSYH ve tüketim de uzun dönem düzeylerine yükselir. Tüketimin ilk etkideki %3,47 artışının uzun dönem GSYH artışının altında kalması, başlangıçtaki gelir kazanımının bir bölümünün yatırım patlamasını finanse etmesiyle ilişkilidir.

Toplam istihdamdaki artış iki cinsiyet için aynı yönde değildir. Kadın piyasa emeği yaklaşık %17 artarken erkek piyasa emeği yaklaşık %1,5-%1,9 azalır. Kadın ev emeği yaklaşık %11 düşerken erkek ev emeği yaklaşık %3,5 artar. Böylece modelde ücret ayrımcılığının azalması yalnız ücret seviyelerini değil, hane içi iş bölümünü de yeniden düzenler.

Refah sonuçları ve kaynak içi sayısal tutarsızlık

Dinamik refah, geçiş yolu boyunca yaşam boyu faydayı; statik refah ise başlangıç ve nihai durağan durumları karşılaştırır. Sermaye ve tüketim yeni dengeye anında ulaşmadığı için dinamik kazanımlar statik kazanımlardan daha düşüktür. Kaynak metnin hane toplamı dinamik refah değeri konusunda kendi içinde tutarsız olması nedeniyle Verianla tablosu iki değeri de görünür tutmaktadır; bu fark sessizce düzeltilmemiştir.

Açık ekonomi varsayımı sonuçların ana kaynağı mı?

Yazarlar aynı deneyi dış ticaret ve yabancı varlık olmayan, aynı hedeflere yeniden kalibre edilmiş kapalı ekonomi sürümünde tekrarlar. Uzun dönem etkileri iki yapıda neredeyse aynıdır. Belirgin kısa dönem farkı yatırımdadır: yatırım açık ekonomide ilk etkide %12,74, kapalı ekonomide %9,42 artar. Açık ekonomide haneler yatırım sıçramasının bir bölümünü dış borçlanmayla finanse edebilir; kapalı ekonomide yatırım tamamen yurtiçi kaynaklardan karşılanır.

Refah karşılaştırması da çok yakındır: hane dinamik/statik kazanımları açık ekonomide %3,35/%4,22, kapalı ekonomide %3,34/%4,21; kadın için her iki yapıda %1,41/%2,22; erkek için açık ekonomide %4,38/%5,28 ve kapalı ekonomide %4,36/%5,27'dir. Bu sonuçlar, temel uzun dönem mekanizmanın dış ticaretten çok hane içi emek yeniden tahsisi ve sermaye birikiminden geldiğini düşündürmektedir.

Politikanın finansman biçimi neden sonucu değiştiriyor?

Aynı kadın istihdamı sübvansiyonu farklı vergilerle finanse edildiğinde verginin yarattığı ek bozulma ayrımcılık kamasının azalmasından gelen verimlilik kazanımını kısmen geri aldığı için sonuç değişir; tüketim vergisi satın alma gücünü düşürürken erkek emeği vergisi doğrudan erkek emeğinin maliyetini ve hane gelirini bozarak sermaye birikimi ile gelir havuzlama kanallarını daha güçlü zayıflatır.

Tüketim vergisiyle finanse edilen kadın istihdam sübvansiyonu

Hükümet kadın istihdamını sübvanse ederek firmaların algıladığı \(D_F\) kamasının bir bölümünü dengeler ve dengeli bütçe koşulunda bu sübvansiyonu genel tüketim vergisiyle finanse eder. Bu senaryoda kadın piyasa emeğinin fırsat maliyeti kanalı çalışmaya devam eder, ancak vergi hane satın alma gücünü azaltır. Ayrımcılığın yarıya indirildiği noktada uzun dönem GSYH artışı maliyetsiz senaryodaki %6,63 yerine %1,66'dır. Ücret farkı tamamen kapatıldığında GSYH artışı %2,67'ye ulaşır; ancak ilişki konkavdır, yani daha fazla kapanma giderek daha yüksek vergi oranı gerektirirken ek kazanımlar küçülür.

Kaynağın sürekli politika taramasında kadın refahı en yüksek düzeyine ücret farkı yaklaşık %8 olduğunda ulaşmaktadır. Fark daha da kapatıldığında kadınların piyasa işine daha fazla yönelmesi, boş zaman ve ev üretimi tüketimindeki kayıplarla birlikte değerlendirildiğinde model içi kadın refahını artırmaya devam etmemektedir. Bu, ücret eşitliği hedefinin gerçek dünyada kadın refahını düşüreceğinin kanıtı değildir; modeldeki fayda ve zaman tahsisi yapısının ürettiği karşı-olgusal sonuçtur.

Erkek emeği vergisiyle finansman

İkinci tasarımda kadın istihdam sübvansiyonu erkek emeğine konan vergiyle finanse edilir. Bu vergi erkek emeğinin firmaya maliyetini yükselttiği ve erkeklerin vergi sonrası gelirini düşürdüğü için hane gelirini, yatırım teşvikini ve sermaye birikimini doğrudan zayıflatır. Kaynak, bu senaryoda GSYH'nin çok az arttığını ve toplam refah kazançlarının büyük ölçüde ortadan kalktığını bildirir. Kadın refahı, ücret farkı kapanmaya yaklaştıkça sabit kalabilir veya düşebilir; erkeklerin vergi sonrası gelirindeki gerileme ortak hane gelirini de baskılar.

Kaynakta politika senaryolarının tüm ara noktalarını veren ham sayısal seri sunulmadığı için Verianla, kaynak eğrilerini görsel olarak taklit edip ara değerler üretmemektedir. Yalnız metinde açıkça verilen sayısal noktalar ve güvenilir biçimde raporlanan nitel yönler aktarılmıştır.

Duyarlılık analizi: sonuç büyüklükleri ikame esnekliklerine ne kadar bağlı?

Ek çalışma, piyasa üretimindeki kadın/erkek emeği ikame esnekliği \(\sigma_L\) ile ev üretimindeki ikame esnekliği \(\sigma_V\) için literatürdeki düşük ve yüksek değerleri kullanarak modeli yeniden kalibre eder. Yönsel mekanizma bütün raporlanan senaryolarda aynı kalırken büyüklükler çok değişmektedir.

Piyasa emeği daha az ikame edilebilir olduğunda (\(\sigma_L=0{,}8\)) ayrımcılık azalması GSYH'yi %12,72 ve kadın istihdamını %22,89 artırmaktadır. Yüksek ikame edilebilirlikte (\(\sigma_L=5{,}26\)) GSYH artışı %3,99'a düşer. Ev üretiminde düşük ikame esnekliği (\(\sigma_V=0{,}8\)) kadınların evden piyasaya zaman kaydırmasını sınırlar ve kadın istihdamı %9,72 artar; çok yüksek ikame esnekliği (\(\sigma_V=16\)) altında kadın istihdamındaki artış %59,68'e ve GSYH artışı %15,65'e çıkar. Dolayısıyla sonuçların işareti bu aralıkta dayanıklı görünse de nicel büyüklükler güçlü biçimde yapısal varsayımlara bağlıdır.

Ek bölüm ayrıca literatürde raporlanan \(\sigma_L=0{,}20\) gibi çok düşük bir değerin neredeyse Leontief bir emek bileşimi yarattığını, gözlenen ücret farkını üretmek için ayrımcılık kamasının kadın ücretinin yaklaşık iki katına çıkmasını gerektirdiğini ve ayrımcılığın yarıya indirilmesinin yaklaşık %75 GSYH artışı gibi yazarların gerçekçi bulmadığı bir sonuç verdiğini belirtir. Bu nedenle düşük ikame senaryosu olarak 0,20 yerine 0,80 kullanılmıştır.

Çalışmanın desteklediği sonuçlar

• Kalibre edilmiş model içinde ayrımcılık kamasının azaltılması kadın piyasa emeğini ve toplam üretimi artırmaktadır.
• Maliyetsiz yarıya indirme deneyinde GSYH ve tüketim uzun dönemde %6,63 artmaktadır.
• Kadın piyasa istihdamındaki artış yaklaşık %17 iken erkek piyasa istihdamı hafifçe azalmaktadır.
• Yatırımın ilk etkideki güçlü artışı, sermaye birikiminin geçiş dinamiklerini büyüttüğünü göstermektedir.
• Model refahı her iki cinsiyet için artırmakla birlikte erkek refahındaki artışı daha yüksek hesaplamaktadır.
• Tüketim vergisi veya erkek emeği vergisiyle finansman, maliyetsiz temel senaryonun kazanımlarını azaltmaktadır.
• İkame esneklikleri sonuçların büyüklüğünü ciddi biçimde değiştirmektedir; yönsel mekanizma incelenen duyarlılık aralığında korunmaktadır.

Çalışmanın desteklemediği veya tek başına kanıtlamadığı sonuçlar

• Sonuçlar, gerçek dünyada uygulanmış rastgeleleştirilmiş veya doğal deney niteliğinde bir ücret eşitliği politikasının nedensel etkisi değildir.
• %6,63 GSYH artışı bütün ülkeler için geçerli evrensel bir katsayı değildir; Kolombiya'ya ve modelin temel parametrelerine özgü karşı-olgusal sonuçtur.
• Açıklanamayan ücret farkının tamamının ölçülmüş doğrudan ayrımcılık olduğu ampirik olarak kanıtlanmamaktadır; bu bileşen modelde indirgenmiş biçimli ayrımcılık kamasına eşlenmektedir.
• Model işgücüne katılımın genişleme marjını içermez; kadın ve erkeklerin piyasa çalışma saati yoğunluğunu değiştirir.
• Hane içi tam gelir/tüketim havuzlama ve ücret temelli pazarlık gücü varsayımları gerçek hanelerin tüm çeşitliliğini temsil etmez.
• Tek sektörlü toplulaştırılmış yapı, sektörler ve firma türleri arasındaki ayrımcılık, kayıt dışılık ve mesleki ayrışma farklılıklarını doğrudan modellemez.
• Politika senaryoları gerçek bir bütçe programının bütün idari, davranışsal veya siyasi maliyetlerini kapsamaz.

Kaynak ve Yöntem Notu

Kaynak çalışma: The Macroeconomics of Gender Equality: Reducing Wage Gaps in a Developing Economy.

Yazarlar: Yüklenen PDF'nin başlık sayfasındaki sıra Oscar Iván Ávila-Montealegre, Anderson Grajales-Olarte, Juan J. Ospina-Tejeiro ve Mario A. Ramos-Veloza'dır. Oscar Iván Ávila-Montealegre sorumlu yazar olarak işaretlenmiştir. Dış bibliyografik doğrulamada bulunan SSRN kaydı aynı başlığı Oscar Avila, Juan J. Ospina-Tejeiro, Anderson Grajales-Olarte ve Mario A. Ramos-Veloza sırasıyla listeler; dolayısıyla yazar sırası iki sürüm/kayıt arasında uyuşmamaktadır. Bu Verianla makalesi, yüklenen PDF'nin sırasını korur ve uyuşmazlığı gizlemez.

Kurumlar: Yüklenen PDF'nin başlık sayfasında kurum/afiliyasyon satırları açık biçimde verilmemiştir; yazar iletişim adresleri banrep.gov.co alan adını kullanmaktadır. Dış SSRN kaydı Oscar Avila ile Juan J. Ospina-Tejeiro'yu Banco de la República Bogota, Anderson Grajales-Olarte'yi Tilburg University - Center for Economic Research (CentER), Mario A. Ramos-Veloza'yı Banco de la República - Colombia ile ilişkilendirmektedir. Dış kayıt ile yüklenen revizyon arasında başka bibliyografik farklılıklar bulunduğundan bu afiliyasyonlar yüklenen PDF'nin kendi metniymiş gibi sunulmamaktadır.

Kaynak türü ve hakemlik: Yüklenen dosya bir preprinttir ve her sayfada araştırma makalesinin hakem değerlendirmesinden geçmediği açıkça belirtilmektedir. Bu nedenle sonuçlar hakemli nihai yayın statüsünde sunulmamıştır.

Platform, DOI ve sürüm uyuşmazlığı: Dış bibliyografik doğrulamada aynı başlık için indekslenmiş SSRN kaydı 29 Aralık 2025 gönderim tarihi ve 10.2139/ssrn.5984062 DOI'sini göstermektedir. Buna karşılık yüklenen 37 sayfalık PDF'nin altbilgisinde SSRN abstract=7629222 ifadesi yer almaktadır; ayrıca yüklenen dosya 2026 tarihli kaynak ve verileri içerir. Bu nedenle indekslenmiş SSRN kaydı ile yüklenen PDF'nin aynı revizyon olduğu varsayılmamış, bilimsel içerik yalnız yüklenen PDF'den alınmıştır.

Lisans: Yüklenen PDF içinde doğrulanabilir bir Creative Commons veya başka açık yeniden kullanım lisansı belirtilmemektedir. Ücretsiz erişim açık lisans olarak kabul edilmemiştir. Kaynak şekiller ekran görüntüsü, kırpma veya stil transferi yoluyla yeniden kullanılmamıştır. Sayısal değerler, kaynakta açıkça raporlandıkları ölçüde bağımsız Verianla tablolarında yeniden düzenlenmiştir.

Dergi/yayınevi: Yüklenen dosya belirli bir hakemli derginin yayımlanmış sürümü olarak tanımlanmamaktadır. SSRN preprint platformu üzerinden dolaşımdadır. Nihai hakemli yayın bilgisi yüklenen dosyada verilmemiştir.

JEL sınıflaması: J71, J16, D13, E62.

Kaynak anahtar kelimeleri: Gender wage gap, Taste-based discrimination, Home production, Fiscal policy.

Veri ve kalibrasyon: DANE Ulusal Hesapları; DANE Ulusal Zaman Kullanım Araştırması; 2010-2019 makro kalibrasyon dönemi; 2016-2017 zaman kullanım dalgası; açıklanamayan ücret farkı için Ramírez-Giraldo ve çalışma arkadaşlarının 2026 ayrıştırması. Model çeyreklik frekanstadır.

Sayısal çözüm: Durağan durum kalibrasyonu MATLAB fsolve ile çözülmektedir. Kaynak, 16 denklem ve 16 bilinmeyenli bir sistem tanımlar.

Finansman, çıkar çatışması, veri erişilebilirliği ve CRediT katkıları: Yüklenen PDF'de ayrı ve açık standart beyanlar halinde raporlanmamaktadır; bu alanlar için bilgi uydurulmamıştır.

Kaynak içi önemli tutarsızlık: Hane toplam dinamik refah artışı sonuç metninde %3,45, Tablo 6'da %3,35 olarak verilmektedir. Verianla bu farkı sessizce düzeltmemiştir. Sayısal tablo sunumunda Tablo 6 değeri ayrıca gösterilmiş, metinsel değer de not edilmiştir.