İktisat İşletme ve Finans 29 (340) 2014 : 69-94 www.iif.com.tr doi: 10.3848/iif.2014.340.4123 OECD Ülkelerinde Telekomünikasyon Altyapısı ve Ekonomik Büyüme: Yatay Kesit Bağımlı Heterojen Panel Nedensellik Analizi Cengiz Aytun (a) Cemil Serhat Akın (b) 17 Ocak 2014 tarihinde alındı; 25 Nisan 2014 tarihinde revize edildi; 10 Mayıs 2014 tarihinde kabul edildi. Özet Çalışmanın hedefi telekomünikasyon altyapısı ile ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisinin yönünü OECD ülkeleri için belirlemektir. Bu amaçla ampirik model 21 OECD ülkesi için 1975-2012 periyodunu kapsayacak şekilde uygulanmıştır. Önceki çalışmalardan farklı olarak uygulamada hem ülkeler arasındaki yatay kesit bağımlılığını hem de heterojenliği göz önünde bulunduran gelişmiş bir yaklaşımı kullanmaktadır. Bulgular telekomünikasyon altyapısı ile ekonomik büyüme arasında iki yönlü bir nedensellik ilişkisi olduğunu ortaya koymaktadır. Bu durum yalnızca telekomünikasyon altyapısından ekonomik büyümeye doğru mevcut olan bir nedensellik ilişkisine ek olarak, bir geribildirim etkisinin de mevcut olduğunu ortaya çıkarmaktadır. Böylece ekonomik büyümenin telekomünikasyon altyapısını etkilemesi ile ortaya çıkacak karşılıklı etkileşim, uygulanacak politikaları daha da etkili kılacaktır. Sonuçlar OECD ülkelerinde, telekomünikasyon sektörüne yapılan yatırımlarla ekonomik canlanmayı hedefleyen politikaların etkili olabileceğini ortaya koymaktadır. Anahtar Kelimeler: Enformasyon ve Telekomünikasyon Teknolojileri, Büyüme, Panel Nedensellik, OECD. JEL Sınıflaması: C23, O40, L96. Abstract. Telecommunications Infrastructure and Economic Growth in OECD Countries: Cross-Sectionally Dependent Heterogeneous Panel Causality Analysis The aim of this study is to determine the direction of causality between the telecommunication infrastructure and economic growth in OECD countries. The empirical model is estimated for the panel of 21 OECD countries during the period 1975 2012. Apart from the previous studies, this study utilizes the advanced panel causality approach, which allows both cross-sectional dependency and heterogeneity across countries. The findings show that there is bi-directional causality between telecommunications infrastructure and economic growth. In addition to the casual relationship between telecommunications infrastructure and economic growth, this situation also gives way to the feedback effect. Thus, with the interactive impact of the economic growth on telecommunications infrastructure, policies will be much more effective. This seems to suggest that policies aimed at stimulating the OECD economies by accelerating investment in the telecommunications sector may be successful. Keywords: Information and Telecommunication Technologies, Growth, Panel Causality, OECD. JEL Classification: C23, O40, L96. (a) Öğr. Gör, Dr., Çukurova Üniversitesi, Kozan Meslek Yüksekokulu, Finans-Bankacılık ve Sigortacılık Bölümü, Adana, Türkiye, E-posta: cengiza@cu.edu.tr (b) Yrd. Doç. Dr., Mustafa Kemal Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü, Hatay, Türkiye, E-posta : csakin@mku.edu.tr 2014 Her hakkı saklıdır. All rights reserved.
1.Giriş Kalkınma iktisatçılarının çalışma alanları incelendiğinde ekonomik büyümenin ön koşulu olarak yol, su, kanalizasyon ve elektrik şebekesi gibi altyapı yatırımlarının öncelik taşıdığı görülmektedir (Lee, Levendis ve Gutierrez, 2011, s. 468). 1970 li yıllardan itibaren geleneksel altyapı yatırımlarının yanı sıra telekomünikasyon altyapı yatırımlarının da ekonomik büyümeye olan etkilerinden söz edilmeye başlanmıştır (Marsh, 1976; Shapiro, 1976; Wellenius, 1972). Bu alandaki literatürde telefon sayısı ile GSYİH arasındaki kuvvetli ve pozitif bir ilişkiye ilk defa Jipp (1963) tarafından dikkat çekildiği görülmektedir. 1980 lerin başında Hardy (1980) telekomünikasyonun ekonomik büyümeye olan etkisini tekrar gündeme getirmiştir. Yapılan araştırmanın sonuçlarına göre kişi başına düşen sabit telefon sayısının GSYİH ya pozitif ve anlamlı katkı yaptığı görülmektedir. Sonraki dönemdeki çalışmalar özellikle ABD nin 90 lı yıllarda yaşadığı hızlı büyümeyi temel altyapı yatırımlarının yanı sıra enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri (ICT) ile açıklamaya yönelmiştir (Colecchia ve Schreyer, 2002; Jalava ve Pohjola, 2002; Jorgenson ve Stiroh, 1999; McGuckin ve Stiroh, 2002; Pohjola, 2002; Schreyer, 2000). Gerçekleştirilen çalışmalarda vurgulanan ortak nokta ise telekomünikasyon altyapı yatırımlarının özünde diğer altyapı yatırımlarından farklı olduğudur. Örneğin ağ dışsallıkları sayesinde telekomünikasyon altyapısını kullananların sayısı arttıkça ortaya çıkan fayda da artmaktadır. Bu tarz bir pozitif dışsallık diğer altyapı tiplerinde bulunmamaktadır. Tersine, örneğin otoyolların daha fazla sayıda kişilerce kullanılması negatif bir dışsallığa sebep olmaktadır (Röller ve Waverman, 2001, ss. 910 911; Schreyer, 2000, s. 5). Ek olarak telekomünikasyon altyapısı, ticari malların taşınmasındaki işlem maliyetlerini azaltan geleneksel altyapılardan (otoyol, demiryolu ve havalimanları vb.) farklı olarak, ticari fikirlerin aktarılmasındaki işlem maliyetlerini de azaltmaktadır (Cieślik ve Kaniewska, 2004, s. 714; Saatçioğlu, 2006, s.59). Kalkınma iktisadı açısından enformasyon iletim maliyetlerinin düşmesinin özel bir önemi vardır. Özellikle gelişmekte olan ülkelerde işlem ve enformasyon maliyetlerinin azalması ekonomik kalkınmaya olumlu katkıda bulunmaktadır (Leff, 1984, ss. 270 271; Norton, 1992, s. 192). Yukarıda anılan çalışmaların genel özelliği telekomünikasyondan ekonomik büyümeye doğru bir nedenselliğin araştırılmasıdır. Hâlbuki telekomünikasyon ve gelir arasındaki nedenselliğe ilişkin üç farklı hipotez öne sürülebilir. Bu hipotezlerden birincisine göre telekomünikasyon yatırımları, gelirdeki bir büyümeyi teşvik etmektedir. İkinci hipoteze göre gelirdeki bir artış, telekomünikasyon yatırımlarının artmasına olanak tanımaktadır. Üçüncü hipoteze göre ise telekomünikasyon ile büyüme arasında karşılıklı bir nedensellik ilişkisi vardır (Levendis ve Lee, 2013, s. 64). Söz konusu iki 70
değişken arasındaki nedenselliğin hangi yöne doğru olduğu ise uygulanacak politikaların etkinliği açısından önem taşımaktadır. Telekomünikasyon altyapısından ekonomik büyümeye doğru var olan bir nedensellik ekonomik büyümeyi teşvik etmek için telekomünikasyon altyapı yatırımlarının bir araç olarak kullanılabileceği anlamına gelmektedir. Ters ve tek yönlü bir nedenselliğin varlığı ise telekomünikasyon altyapısı yatırımları ile ekonomik büyümenin sağlanmasını amaçlayan politikaları etkisiz kılacaktır. İki yönlü bir nedenselliğin olması durumunda ise telekomünikasyon altyapı yatırımlarını teşvik eden politikalar önce ekonomik büyümeye yol açacak, ardından gelir düzeyinin artması ile telekomünikasyon altyapısı yatırımlarının tekrar artmasına neden olacaktır (Ghosh ve Prasad, 2012, s. 28). Telekomünikasyon ile büyüme arasındaki nedenselliğe ilişkin ampirik literatüre bakıldığında bulguların incelenen döneme, ülkelere, gelir ve coğrafi konuma göre farklılık taşıdığı görülmektedir. Bazı çalışmalar (Beil, Ford ve Jackson, 2005; Cieślik ve Kaniewska, 2004; Dutta, 2001; Shiu ve Lam, 2008) yalnızca tek yönlü bir nedenselliğe işaret ederken bazıları ise (Chakraborty ve Nandi, 2003; Lam ve Shiu, 2010; Madden ve Savage, 1998; Wolde- Rufael, 2007) her iki yönde de nedensellik olduğu sonucuna varmaktadır. Çalışmalara uygulanan yöntem açısından bakıldığında ise, özellikle gerçekleştirilen panel veri analizlerinde birinci nesil birim kök, eşbütünleşme ve nedensellik araçlarının ötesine geçilmediği görülmektedir. İkinci nesil panel veri analiz araçları özellikle yatay kesit bağımlılığı ve heterojenlik şartlarında çalışabilmeye olanak tanımaktadır. Yatay kesit bağımlılığı açısından bir ülkede meydana gelen şokların başka ülkeleri etkilemediğine ilişkin yapılacak varsayım ekonomik ve teknolojik gelişmelerin küreselleştiği bir makroekonomik sistemde gerçekçi değildir. Ayrıca, uygulanacak politikaların bütün ülkeler için homojen etkilere sahip olacağına yönelik bir varsayım, ülkelerin hem telekomünikasyon hem de ekonomik yapılarındaki farklılıkları göz ardı edecektir (Nazlioglu, Lebe ve Kayhan, 2011, ss. 6617 6618). Bu açıdan yatay kesit bağımlılığı ve heterojenite durumları araştırılarak nedensellik analizlerinin yapılmamış olması literatürdeki önemli bir eksiklik olarak göze çarpmaktadır. Ayrıca telekomünikasyon hizmetlerine OECD ülkelerinde yaygın olarak ulaşılabiliyor olması ilave yatırımların gerekli olup olmadığı sorusunu gündeme getirmektedir. Bu açıdan telekomünikasyon altyapısında meydana gelen değişmelerin OECD ülkeleri için halen bir büyüme aracı olup olmadığı cevaplanması gereken bir sorudur. Literatürdeki eksikliği gidermek üzere bu çalışmada yatay kesit bağımlılığı, homojenlik, birim kök ve eşbütünleşme analiz araçları ile söz konusu nedensellik ilişkisinin araştırılması amaçlanmaktadır. Bu aşamada enformasyon ve telekomünikasyon teknolojilerini temel alan çalışmalarda ortaya çıkan bazı sınırlamalardan da bahsedilmesi gereklidir. 71
Bu sınırlamalardan birincisi çok ülkeli çalışmalarda kullanılabilecek uzun dönemli yatırım istatistiklerinin bulunamamasıdır. İkincisi ise yatırımlar yerine kullanılacak temsili göstergelerin 30-40 yıllık bir dönemi kapsayacak ölçüde ancak OECD ülkeleri için bulunabilmesidir. Bu nedenle her ülke için sabit telefon, mobil telefon ve sabit geniş bant internet aboneliklerinin toplanması ile elde edilen altyapı göstergesi telekomünikasyon yatırımlarını temsil etmek üzere kullanılmıştır. Kullanılan veriler Dünya Bankasının Online Dünya Kalkınma Göstergeleri veri tabanından elde edilmiştir. Ülkeler üzerine yapılan incelemeler sonucunda en uzun zaman periyodunu (1975-2012) kapsayan yüksek gelirli OECD üyesi 21 ülkenin verileri uygulama için bir araya getirilmiştir. Ampirik uygulama üç aşamadan oluşmaktadır. Birinci aşamada yatay kesit bağımlılığı (Breusch ve Pagan, 1980; Pesaran, 2004; Pesaran, Ullah ve Yamagata, 2008) ve homojenlik testleri (Pesaran ve Yamagata, 2008) uygulanmaktadır. İkinci aşamada serilere IPS (Im, Pesaran ve Shin, 2003) ve CADF (Pesaran, 2007) birim kök testleri uygulanarak durağanlıkları araştırılmaktadır. Üçüncü aşamada serilerinin uzun dönemli bir eşbütünleşme ilişkisi içerisinde olup olmadıkları Westerlund (2007) testi ile araştırılmıştır. Uygulamanın son aşamasında Dumitrescu ve Hurlin (2012) tarafından heterojen ve yatay kesit bağımlılığı bulunan panel veri modelleri için geliştirilen nedensellik testi kullanılmıştır. Gerçekleştirilen eşbütünleşme analizi sonucunda enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri altyapısı ile ekonomik büyüme arasında uzun dönemli ilişki bulunamamıştır. Serilerin farkları alınarak gerçekleştirilen nedensellik testi sonuçlarına göre ise iki yönde nedensellik ilişkisi bulunmuştur. Bu durum kısa dönemde yalnızca telekomünikasyon altyapısından ekonomik büyümeye doğru mevcut olan bir nedensellik ilişkisine ek olarak, bir geribildirim etkisinin de mevcut olduğunu ortaya çıkarmaktadır. Çalışmadan elde edilen bulgular, OECD ülkeleri için ekonomik büyümeyi telekomünikasyon altyapısı aracılığı ile teşvik etmeyi amaçlayan politikaların başarılı olabileceğini göstermektedir. Çalışmanın kalan kısmı şöyle tasarlanmıştır. İkinci bölümde konu ile ilgili literatür özeti verilmiştir. Üçüncü bölümde çalışmada kullanılan veri seti ve yöntem tanıtılmaktadır. Dördüncü bölüm, yapılan ampirik analizleri içermektedir. Beşinci bölümde ise çalışmada ulaşılan sonuçlar özetlenmekte ve değerlendirilmektedir. 2.Literatür Telekomünikasyon ve ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisini araştırmaya yönelik çalışmalar 1990 lı yılların başına kadar (Tablo 1) uzanmaktadır. Konuya ilişkin ilk çalışmaların (Cronin, Colleran, Herbert ve Lewitzky, 1993; Cronin, Parker, Colleran ve Gold, 1991, 1993) 72
sonuçları ABD için 1960-1990 dönemi için telekomünikasyon yatırımları ve ekonomik büyüme arasında karşılıklı nedensellik ilişkisi olduğunu ortaya koymaktadır. Sonraki dönemde Madden ve Savage (1998) 27 CCE (Central and Eastern Europe) ekonomisi için 1990-1995 periyodunu kapsayacak şekilde nedensellik ilişkisini araştırmıştır. Sonuçlar önceki çalışmalarda ABD için nedenselliğin iki yönde olduğuna ilişkin bulguları desteklemektedir. Bu çalışmalardan farklı olarak Dutta (2001) 15 gelişmekte ve 15 endüstrileşmiş ülke için yaptığı uygulamada, nedensellik ilişkisinin telekomünikasyondan ekonomik aktiviteye doğru güçlü bir şekilde bulunduğunu ortaya koymuştur. Ters yöndeki nedensellik ilişkisi ise mevcut olmasına rağmen zayıftır. Chakraborty ve Nandi (2003) 12 Asya ülkesi ve 1975-2000 dönemi için gerçekleştirdiği çalışmasında panel veri analizi olanaklarından yararlanmıştır. Çalışmada seriler önceki çalışmalardan farklı olarak başlangıçta panel birim kök testlerine tabi tutulmuş ardından Pedroni (1999) panel eşbütünleşme testi uygulanmıştır. Eşbütünleşme ilişkisinin bulunması sonucunda telefon yoğunluğu ile GSYİH için panel vektör hata düzeltme modeli uygulanmıştır. Bütün panel ele alındığında uzun ve kısa dönem için iki yönlü ilişki bulunmuştur. Ancak Pedroni (1999) eşbütünleşme testi sonuçlarının asimptotik geçerliliği yatay kesit bağımlılığının olmaması varsayımına dayanmaktadır. Bu anlamda çalışmada panel veri analizi sayesinde her ne kadar serbestlik derecesi gibi sorunlar hafifletilmiş olsa da yatay kesit bağımlılığı sorunları araştırılmamıştır. Cieślik ve Kaniewska (2004, s. 721) 1989-1998 döneminde Polonya için bölgesel verilerle telekomünikasyon ile gelir seviyesi arasındaki nedenselliği araştırmıştır. Yapılan panel veri analizi sonuçlarına göre Polonya da telekomünikasyon altyapısından bölgesel gelir düzeyine doğru nedensellik ilişkisi bulunduğu ortaya konulmaktadır. Granger nedensellik analizinde, analizin doğası gereği açıklayıcı değişken olarak bağımlı değişkenin gecikmeleri de kullanılmaktadır. Modelin sıradan en küçük kareler ve sabit etkiler tahmincileri ile dinamik olarak kurulmuş olması tahmin edilen parametrelerin sapmalı olmasına neden olmaktadır (Arellano ve Bond, 1991). Çalışmada dinamik modellere ilişkin sorunlara dirençli tahmincilerin kullanılmaması bir eksiklik olarak görülmektedir. Sonraki dönemde panel veri kullanarak gerçekleştirilen nedensellik analizlerinde (Lam ve Shiu, 2010; Shinjo ve Zhang, 2004; Shiu ve Lam, 2008) bu sorunu gidermek üzere GMM tahmincilerinin (Arellano ve Bond, 1991; Blundell ve Bond, 1998) kullanılmaya başlandığı görülmektedir. Shinjo ve Zhang (2004) tarafından yapılan çalışmada, panel Granger nedensellik analizi Japonya ve ABD için endüstrisi seviyesinde gerçekleştirilmiştir. Sonuçlara göre nedensellik Japonya da verimlilik büyümesinde telekomünikasyon yatırımlarına doğru iken ABD de her iki yönde mevcuttur. Benzer yaklaşım 73
Lam ve Shiu (2010) tarafından 105 ülke için farklı gelir grupları ve coğrafi konumlar göz önünde bulundurularak uygulanmıştır. Bulgular nedenselliğin yüksek gelir gruplarında iki yönlü iken diğer gelir gruplarında yalnızca GSYİH dan telefon yoğunluğuna doğru olduğunu ortaya koymaktadır. Tablo 1 Telekomünikasyon ve Büyüme Üzerine Yapılmış Nedensellik Çalışmaları Çalışma Metot Coğrafi/Zaman Boyutu Nedenselliğin Yönü Cronin ve ark. (1991) Granger nedensellik ve Sims testleri ABD; 1958-1988 Telekomünikasyon yatırımları GSYİH Cronin ve ark. (1993) Granger nedensellik ve Sims testleri Pennsylvania, ABD; 1965-1991 Telekomünikasyon yatırımları istihdam Cronin ve ark. (1993) Granger nedensellik ve Sims testleri ABD; 1958-1990 Telekomünikasyon yatırımları Toplam ve sektörel verimlilik büyümesi Madden ve Savage (1998) Granger nedensellik testi 27 CEE ülkesi; 1990-1995 Telekomünikasyon yatırımları GSYİH Dutta (2001) Granger nedensellik testi 15 gelişmekte olan, 15 endüstrileşmiş ülke; Telefon yoğunluğu KB GSYİH Telefon sayısı GSYİH Chakraborty ve Nandi (2003) Cieslik ve Kaniewsk (2004) Shinjo ve Zhang (2004) Yoo ve Kwak (2004) Beil ve ark. (2005) Wolde-Rufael (2007) Shiu ve Lam (2008) Lam ve Shiu (2010) Ülke bazında gerçekleştirilen zaman serisi araştırmalarına bakıldığında, telekomünikasyon sektörüne ilişkin uzun dönemi kapsayan verilerin pek çok ülkede bulunmaması nedeni ile uygulamaların verilerin bulunabildiği Kore, Japonya ve ABD gibi ülkelerle sınırlı kaldığı görülmektedir. Yoo ve Kwak (2004) tarafından Kore için gerçekleştirilen Granger nedensellik analizinde enformasyon teknolojisi yatırımları ile GDP arasında iki yönlü nedensellik 74 Panel eşbütünleşme, panel vektör hata düzeltme modeli Granger nedensellik testi, havuzlanmış EKK ve panel sabit etkiler. Granger nedensellik testi, dinamik panel veri tahmincileri Granger nedensellik testi Granger-Sims nedensellik testi Toda-Yamamoto ve Granger nedensellik testi Granger nedensellik testi, dinamik panel veri tahmincileri Granger nedensellik testi, dinamik panel veri tahmincileri 1960-1993 12 Asya ülkesi; 1975-2000 Bölgesel panel veri, Polonya; 1989-1998 Japonya: 38 endüstri ABD: 31 endüstri Kore; 1965-1998 ABD; 1947-1996 ABD; 1947-1996 Bölgesel panel data, Çin; 1978-2004 Dünya genelinde 105 ülke; 1980-2006 Sektörel özelleştirme derecesi: Yüksek: Telefon yoğunluğu GSYİH Düşük: Telefon yoğunluğu GSYİH Telefon yoğunluğu Bölgesel gelir seviyesi Japonya: verimlilik büyümesi Telekomünikasyon yatırımları ABD: verimlilik büyümesi Telekomünikasyon yatırımları Telekomünikasyon yatırımları GSYİH GSYİH Telekomünikasyon yatırımları GSYİH Telekomünikasyon yatırımları Toplamda: GSYİH Tel. yoğunluğu Doğu/Yüksek gelir bölgesi: Telefon yoğunluğu GSYİH Diğer bölgeler: Nedensellik yok. Gelişmiş ülkeler: GSYİH Telefon yoğunluğu Azgelişmiş ülkeler: GSYİH Telefon yoğunluğu Not: Shiu ve Lam (2008, s. 707) ve Tranos (2012, s. 324) tarafından oluşturulan tablolara yazarlar tarafından eklemeler yapılarak oluşturulmuştur. ve işaretleri sırası ile tek ve çift yönlü nedenselliği ifade etmektedir.
ilişkisinin olduğunu ortaya konmaktadır. Bir diğer ülke analizi Beil ve ark. (2005) tarafından 1947-1999 yıllarını kapsamak üzere ABD için yapılmıştır. Çalışmada telekomünikasyon yatırımları ile ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisi araştırılmıştır. Çalışma sonuçları ekonomik büyümeden telekomünikasyon yatırımlarına doğru tek yönlü bir nedensellik ilişkisi bulunduğunu göstermektedir. Bu anlamda telekomünikasyon yatırımları aracılığı ile ekonomik aktiviteyi teşvik etmeyi hedefleyen politikaların başarılı olamayabileceği ileri sürülmektedir. Ancak Wolde-Rufael (2007) aynı veri setini kullanarak, Granger nedensellik analizinin Toda ve Yamamoto (1995) tarafından modifiye edilmiş versiyonu ile analizi tekrarlamış, elde edilen sonuçlar önceki çalışmadan farklı olarak iki yönlü bir nedenselliğin olduğunu ortaya koymuştur. Bu anlamda ABD için telekomünikasyon altyapı yatırımları aracılığı ile ekonomik büyümenin sağlanabileceği görüşü tekrar destek bulmuştur. Enformasyon ve telekomünikasyon teknolojisi yatırımlarını temel alan çalışmalarda ortaya çıkan bazı sınırlamalardan da bahsedilmesi gereklidir. Bu sınırlamalardan birincisi konuya ilişkin altyapı yatırım istatistiklerinin yetersiz olmasıdır. Her ne kadar Dünya Telekomünikasyon Birliği tarafından her yıl güncellenerek yayınlanan veri tabanı 1 bu istatistikleri bir araya getirse de veri seti incelendiğinde, farklı gelir gruplarını ve 30-40 yıl gibi uzun bir dönemi kapsayan bir panel veri setinin mevcut olmadığı görülmektedir. Bu nedenle ampirik çalışmaların bu verilerin mevcut olduğu ABD, Kore ve Japonya gibi ülkelerle sınırlı olduğu görülmektedir (Shinjo ve Zhang, 2004; Yoo ve Kwak, 2004; Wolde-Rufael, 2007). Daha fazla sayıda ülkeyi kapsayan çalışmalar yapılmak istenildiğinde telekomünikasyon altyapı yatırım istatistiklerindeki yetersizlikler nedeni ile bu alanda yapılan yatırımları temsil etmek üzere ya seviye değerleri ile sabit ve mobil telefon sayılarının (Dutta, 2001) ya da 100 kişi başına düşen yoğunluk değerlerinin (Chakraborty ve Nandi, 2003; Lam ve Shiu, 2010; Shiu ve Lam, 2008) kullanıldığı görülmektedir. Genel bir değerlendirme yapılmak istenirse, telekomünikasyon göstergeleri ile ekonomik büyüme arasındaki nedensellik ilişkisini ele alan ampirik çalışmalarda genel bir tutarlılık bulunmadığı söylenebilir. Nedenselliğe ilişkin bulgular incelenen döneme, ülkelere, gelir ve coğrafi konuma göre farklılıklar arz etmektedir. Uygulanan yöntem açısından bakıldığında ise özellikle gerçekleştirilen panel veri analizlerinde birinci nesil birim kök, eşbütünleşme ve nedensellik araçlarının ötesine geçilmediği görülmektedir. Bu açıdan yatay kesit bağımlılığı ve heterojenite durumları araştırılmadan panel nedensellik analizlerinin yapılması literatürdeki önemli bir eksiklik olarak göze çarpmaktadır. Ek olarak, elde edilecek bulgular ortaya 1 Bkz. World Telecommunication ICT Indicators Database: http://www.itu.int/en/itu-d/statistics/pages/default. aspx (Erişim: 16.04.2014) 75
konulacak politika önerileri açısından önem taşımaktadır. Telekomünikasyon altyapısından ekonomik büyümeye doğru bir nedenselliğin bulunması büyümeyi amaçlayan telekomünikasyon politikalarının etkin olacağını ortaya koyacaktır. Karşılıklı nedensellik ilişkisinin mevcudiyeti ise yatırımların çarpan etkisi ile büyümeye yol açabileceğini göstermektedir. Ancak telekomünikasyondan büyümeye doğru nedensellik ilişkisinin bulunamaması büyüme hedefine ulaşmak üzere telekomünikasyon yatırımları dışındaki araçlara yönlenilmesi gerektiğini ortaya koyacaktır. Bir diğer husus, başta ABD ve OECD ülkeleri için 90 lı yıllarda ortaya çıkan hızlı büyümenin telekomünikasyon yatırımları ile açıklanmış (Colecchia ve Schreyer, 2002; Jalava ve Pohjola, 2002; Jorgenson ve Stiroh, 1999; McGuckin ve Stiroh, 2002; Pohjola, 2002; Schreyer, 2000) olmasıdır. Günümüzde telekomünikasyon hizmetlerine bu ülkelerde yaygın olarak ulaşılabiliyor olması, ilave yatırımların gerekli olup olmadığı sorusunu gündeme getirmektedir. Bu açıdan telekomünikasyon yatırımlarının OECD ülkeleri için halen bir büyüme aracı olup olmadığının ortaya konulması mevcut literatür için cevaplanması gereken bir sorudur. 3. Veri ve Yöntem Enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri ve ekonomik büyüme ilişkisi alanında yapılacak uygulamalı çalışmaların önünde literatür bölümünde de belirtildiği üzere çeşitli kısıtlar bulunmaktadır. Bu kısıtların önde gelenleri cep telefonu ve internet gibi teknolojilerin nispeten yeni olması ve yeterli uzunlukta bir dönemi kapsayan istatistikî serilerin bulunamamasıdır. Uygulamalarda genellikle sabit telefon hat sayısının kullanılması, bu seri için 30-40 yıl gibi bir uzun dönemi kapsayan verilerin bulunabilmesinden kaynaklanmaktadır. Ancak sadece sabit telefon hattı sayısının kullanılması cep telefonu ve internet gibi teknolojilere ait etkilerin gözden kaçırılması anlamına da gelmektedir (Güvel ve Aytun, 2013, s. 3). Bu kısıtlamalar altında gerçekleştirilen birçok çalışmada (Chakraborty ve Nandi, 2003; Datta ve Agarwal, 2004; Ghosh ve Prasad, 2012; Güvel ve Aytun, 2013; Lam ve Shiu, 2010; Röller ve Waverman, 2001; Shiu ve Lam, 2008) telekomünikasyon sektöründeki gelişme düzeyini temsil etmek üzere sabit ve mobil telefon hat abone sayılarının yanı sıra internet abone sayıları da kullanılmaktadır. Benzer bir yaklaşımla bu çalışmada telekomünikasyon altyapı yatırımlarına temsil etmek üzere enformasyon ve telekomünikasyon teknolojisi birleşik göstergesi kullanılmıştır. Söz konusu gösterge her ülke için sabit telefon, mobil telefon ve sabit geniş bant internet aboneliklerinin toplanması ile elde edilmiştir. Analizde kullanılan ikinci değişken ekonomik büyümedir. Ekonomik büyüme göstergesi olarak 2005 yılı sabit fiyatları ile GSYİH (USD) kullanılmıştır (Tablo 2). 76
Tablo 2: Uygulamada Kullanılan Seriler Kod Açıklama Kaynak ICT Enformasyon ve Telekomünikasyon Teknolojileri Altyapısı = Sabit Telefon Hattı Sayısı + Mobil Telefon Abone Sayısı + Sabit Geniş WDI* bant İnternet Abone Sayısı GDP Gayrisafi Yurtiçi Hasıla (2005 yılı sabit fiyatlarıyla, USD) WDI* * The World Bank, World Development Indicators: http://data.worldbank.org/data-catalog/world-developmentindicators (Erişim: 01.07.2013 ) Uygulamada kullanılan veriler Dünya Bankasının Online Dünya Kalkınma Göstergeleri veri tabanından elde edilmiştir. Ülkeler üzerine yapılan incelemeler sonucunda en uzun zaman periyodunu kapsayan verilerin OECD ülkeleri için bulunabildiği görülmüştür. Bu nedenle uygulama verileri yüksek gelirli OECD üyesi 21 ülke 2 için 1975-2012 yıllarını kapsayacak şekilde bir araya getirilmiştir. Uygulama serilerin logaritmaları alınarak gerçekleştirilmiştir. Örneklemimiz için 1975-2012 döneminde kişi başına GSYİH ve telekomünikasyon altyapı göstergelerinde meydana gelen değişimleri tasvir etmekte fayda vardır 3. 1980, 1990, 2000 ve 2010 yılları üzerinden bir karşılaştırma yapılırsa 1980 yılında kişi başına düşen ortalama GSYİH nın 1980 yılında 20947 USD olduğu görülmektedir. Bu değer 1990 da %26.21 lik bir artışla 26438 e, 2000 de %23.83 lük bir artışla 32736 ya, 2010 da ise yine geçen 10 yıllık dönemde meydana gelen %10.38 lik artışla 36132 ya yükseldiği görülmektedir. Yine ortalama değerlerle 1980-2010 arasındaki 30 yıllık dönemde kişi başına GSYİH değerinin %72.49 oranında arttığı görülmektedir. Aynı değerlendirme enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri altyapısı göstergesi için de yapılırsa 1980 yılında kişi başına düşen ortalama telekomünikasyon altyapısının 1980 yılında 0.30 olduğu görülmektedir. Bu değer 1990 da %50.93 lük bir artışla 0.45 e, 2000 de %157.58 lik bir artışla 1.15 e, 2010 da ise %66.54 lük artışla 1.92 ye yükseldiği görülmektedir. Yine ortalama değerlerle 1980-2010 arasındaki 30 yıllık dönemde gösterge değerinin %547.46 oranında arttığı görülmektedir. Değişkenlerin 1980-2010 dönemindeki ortalama değerlerinin büyüme oranı karşılaştırıldığı takdirde kişi başına düşen enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri altyapısı göstergesinin kişi başına düşen GSYİH dan 7.55 kat daha fazla arttığı görülmektedir. Önceki çalışmalardan farklı olarak bu çalışmada yöntem olarak panel yatay kesit bağımlılığı, homojenlik, birim kök ve eşbütünleşme analizleri kullanılarak enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri altyapısı ile 2 Avustralya, Avusturya, Belçika, Kanada, Şili, Danimarka, Finlandiya, Fransa, Almanya, Yunanistan, İzlanda, İtalya, Japonya, Güney Kore, Lüksemburg, Hollanda, Portekiz, İspanya, İsveç, İngiltere, Amerika Birleşik Devletleri. 3 Ülkeler bazında meydana gelen değişim çalışma ekinde (Tablo A) sunulmaktadır. 77
GSYİH arasındaki nedensellik ilişkisi araştırılmaktadır. Yatay kesit bağımlılığı zamanın herhangi bir noktasında i ülkesinde meydana gelen şokun aynı noktada ya da daha sonrasında j ülkesini etkilemesi olarak tanımlanabilir. Uygulamalarda yatay kesit bağımlılığının araştırılması günümüzde ülkelerin arasındaki ekonomik ilişkilerde ortaya çıkan yüksek ölçüdeki küreselleşmenin göz önünde bulundurulması açısından da önem taşımaktadır (Nazlioglu ve ark., 2011, ss. 6617 6618). Bu nedenle çalışmada serilere ilişkin yatay kesit bağımlılığının test edilmesinde Breusch ve Pagan (1980), Pesaran (2004) ve Pesaran ve ark. (2008) lagranj çarpanı testleri kullanılmıştır. Her bir test için H o hipotezi Yatay kesit bağımlılığı yoktur şeklindedir. H 0 hipotezi altında, sabit yatay kesit sayısı (N: sabit) ve zaman periyodu sonsuza giderken (T ) CD LM1 test istatistiği N(N-1)/2 serbestlik derecesinde ki-kare asimptotik dağılımına sahiptir (Breusch ve Pagan, 1980). Ancak yatay kesit sayısının artması (N ) durumunda test uygulanamaz. Bu durumun üstesinden gelmek üzere Pesaran (2004) CD LM2 test istatistiğini geliştirmiştir. Büyük T değerleri için CD LM2 test istatistiği normal dağılıma sahipken yine de T > N şartı aranmaktadır. Pesaran (2004) böyle bir şartın aranmadığı CD LM3 testini aynı makalede ayrıca oluşturmuştur. Bu anlamda T ve N sonsuza giderken N>T ya da T>N durumlarının her ikisinde de CD LM3 istatistiği asimptotik standart normal dağılıma sahiptir. Ancak sonraki dönemde Pesaran ve ark. (2008) hata terimi için u it =λ i F t +ε i şeklinde tanımlanan ortak faktör yapısında (λ i :Faktör yüklemesi, F t :Ortak faktör) faktör yüklemesi ortalamaları sıfıra girerken CD LM1 testinin H 0 ı kabul etme eğiliminde olduğunu göstermiştir. Sorun LM adj testi ile düzeltilmiş olup, test istatistiği T>N iken asimptotik standart normal dağılıma sahiptir. Panel veri analizinde tahmin edilecek modellere ilişkin eğim katsayılarının homojen ya da heterojen olması yapılacak birim kök eşbütünleşme ve nedensellik testlerinin uygulanabilirliği açısından önem taşımaktadır. Katsayıların homojen olduklarının varsayılması, ülkelere özgü farklılıkların gözden kaçırılmasına neden olmaktadır (Nazlioglu ve ark., 2011, s. 6618). Bu anlamda enformasyon ve telekomünikasyon teknolojileri ile GSYİH arasındaki nedenselliği OECD ülkeleri için araştıran bir çalışmada homojenliğin varsayılması, hem ülkelerin enformasyon ve telekomünikasyon teknolojisi politikalarındaki hem de ekonomik yapılarındaki farklılıkları göz ardı edecektir. Birçok ampirik çalışmada ayrı birimler (ülkeler) için eğim katsayısı homojen kabul edilmektedir. Homojenlik varsayımının test edilmesinde (sabit N ve T>N iken) en bilinen araç standart F istatistiğidir. Bu yaklaşımda her bir ülke için sistem olarak EKK ile tahmin edilen zaman serilerinde eğim katsayılarının beraberce birbirine eşit olduğu sıfır hipotezi Wald sınaması ile test edilir (Pesaran ve Yamagata, 2008, s. 52). Yatay kesit boyutu göreli olarak 78
küçük ve paneldeki zaman serisi boyutu büyük ise eğim homojenliği hipotezi Zellner in (1962) SURE (seemingly unrelated regression equation) yöntemi aracılığı ile test edilebilir. Bu uygulama çatısı özellikle yatay kesit korelasyon ve dinamiklerini otomatik olarak dikkate alabildiği için ilgi çekicidir. Ancak söz konusu test N küçük (5-10 civarı) ve T yeterince büyük (80-100 civarı) iken kullanılabilmektedir. Uygulamada ise sıklıkla N boyutu T den büyüktür. Böyle bir durumda ise SURE yaklaşımı uygulanamamaktadır (Pesaran ve Yamagata, 2008, s. 50). Eksikliği gidermek üzere, yatay kesit sayısının zaman boyutundan daha büyük olduğu durumlarda da geçerli olabilecek iki ayrı eğim homojenliği testi (Delta tilde ve Delta tilde adj.) Pesaran ve Yamagata (2008) tarafından geliştirilmiştir. Açıklayıcı değişkenlerin katı dışsal ve hata j teriminin normal dağılmadığı bir durumda Delta tilde test değeri ( NT, ) 2 ve N / T iken standart normal dağılıma sahiptir. Hataların normal dağıldığı durumda ise N ve T nin birbirine göre büyüklüğü ne olursa olsun testin ortalama varyans sapmasının düzeltilmiş olduğu versiyonu (delta tilde adj.) normal dağılım sergilemektedir. Birim kök testlerinin uygulanmasına geçmeden önce yatay kesit bağımlılığı ve eğim katsayılarının heterojenliği araştırılmalıdır. Bu iki sorunun varlığı halinde yapılacak birim kök testlerinin de bu sorunları göz önünde bulundurması gerekmektedir. IPS (Im ve ark., 2003) birim kök testi, zaman serisinde kullanılan ADF testinin panel veriye uyarlanmış bir versiyonudur. Buna göre öncelikle panelde bulunan her bir birim ya da ülke için ADF istatistikleri elde edilmekte ve bunların ortalaması alınarak IPS panel birim kök istatistiği elde edilmektedir. Test istatistiği T ve N sırasıyla sonsuza gittiğinde asimptotik standart normal dağılıma sahiptir. IPS testi gibi birinci kuşak testler incelendiğinde, testlere ilişkin asimptotik özelliklerin yatay kesit bağımlılığının olmaması varsayımına dayandığı görülmektedir. Ancak uygulamada bir X ülkesinde meydana gelen şokun Y ülkesini etkilemiyor olması varsayımı ekonomik ilişkilerin küreselleştiği bir makroekonomik sistemde gerçekçi değildir. Bu anlamda durağanlık analizinde hem heterojenlik hem de birimler arasında korelâsyonun varlığında geçerli olan testlerin kullanılması gerekmektedir. Bu tarz testlere SURADF (Breuer, McNown ve Wallace, 2001) ve CADF (Pesaran, 2007) örnek olarak gösterilebilir. SURADF testi yatay kesit bağımlılığını dikkate alırken SUR tahmincisini kullanarak ADF istatistiğini elde etmektedir. SUR tahmincisinin kullanılabilmesi için T>N şartı aranmaktadır. Kritik değerler test istatistiği asimptotik normal dağılım özelliklerine sahip olmadığı için bootstrap prosedürü ile elde edilmektedir. Gerçekleştirilen test sonucunda her bir ülke için birim kök sınama sonuçları elde edilirken panele özgü istatistik bulunmamaktadır. Pesaran (2007) tarafından geliştirilen CADF (Cross Sectionally Augmented Dickey Fuller) testi ise her bir t dönemi için zaman 79
ortalamalarını hesaplayarak, bu ortalamaları yatay kesit bağımlılığına neden olan ortak faktör olarak modele dahil etmektedir. Ayrıca her bir birim ya da ülke için elde edilen birim kök test istatistiklerinin ortalaması alınarak panele özgü CADF test istatistiği üretilmektedir. Test istatistiği asimptotik standart normal dağılıma sahip olmadığından kritik değerler farklı T ve N değerleri için Pesaran (2007) tarafından hesaplanmıştır. Makroekonomik serilere ilişkin araştırmalarda seriler seviye değerlerinde durağan değillerken doğrusal bileşimleri durağan olabilmektedir. Westerlund (2007, ss. 715 718) heterojenlik ve yatay kesit bağımlılığı altında eşbütünleşme sürecini modele ilişkin hata düzeltme katsayısının anlamlılığı ile test etmektedir. Test istatistikleri parametrelere ilişkin homojenlik ve heterojenlik varsayımına göre iki gruba ayrılmaktadır. Homojenlik varsayımı altında bütün yatay kesit birimlerine ait havuzlanmış değerler kullanılarak H 0 : Bütün panelde eşbütünleşme yoktur hipotezine karşı H 1 : Panel için eşbütünleşme vardır hipotezi Pτ ve Pα panel test istatistikleri ile sınanmaktadır. Heterojenlik varsayımı altında ise her bir birimin birbirinden farklı hata düzeltme katsayılarına sahip olduğu kabul edilmektedir. H 0 : Bütün birimler için eşbütünleşme yoktur hipotezine karşı H 1 : Bazı birimler için eşbütünleşme vardır hipotezi Gτ ve Gα gurup test istatistikleri ile sınanmaktadır. Genel anlamda ifade etmek gerekirse ortalamalardan sapma durumlarında ortalamaya geri dönmeyi sağlayacak bir hata düzeltme mekanizmasının yokluğu eşbütünleşmenin olmadığı anlamına gelmektedir. İktisadi iki serinin eşbütünleşik olup olmamasının yanı sıra seriler arasındaki nedensellik ilişkisi de önemli bir araştırma konusudur. Doğrusal otoregresif yapıya sahip veriler için uygulanan standart nedensellik testleri sadece bir ülke ya da bireye ait enformasyonu kullanabilmektedir. Nedensellik testlerinde farklı ülke ya da birimlere ait verilerin bir arada kullanılması, elde edilecek enformasyonu da arttırmaktadır. Gerçekte bir ülkede ekonomik değişkenler arasında nedensellik ilişkisi var ise diğer ülkelerde de bu ilişkinin var olma olasılığı yüksektir. Ancak yatay kesit enformasyonun nedensellik analizinde kullanılması birimler arası heterojenliğin de göz önünde bulundurulmasını gerektirmektedir (Dumitrescu ve Hurlin, 2012, s. 1450). Bahsedilen avantajlar nedeni ile bu çalışmada Dumitrescu ve Hurlin (2012) tarafından heterojen panel veri modelleri için geliştirilen nedensellik testi kullanılmaktadır. Söz konusu test Granger (1969) tarafından heterojen panel veriye uygulanmış nedensellik testinin bir versiyonudur. 80 k k k k it, i i it, k i it, k it, k 1 k 1 k k k k it, i i it, k i it, k it, k 1 k 1 (1) loggdp loggdp logict e (2) logict logict loggdp e
Yapılacak uygulamaya uyarlanmış yukarıdaki doğrusal modelde (Denklem 1 ve 2) logict ve loggdp; N sayıdaki ülke ve T dönemi için gözlemlenmiş durağan değişkenlerdir. Gecikme düzeylerinin (k) panel verideki her bir yatay kesit birimi için aynı olduğu 4 ve panelin dengeli olduğu varsayılmaktadır. Bireysel etkilerin (α i ) ülkeden ülkeye farklılık gösterirken zaman boyutunda sabit olduğu varsayılmaktadır. Ayrıca otoregresif yapıyı ifade eden katsayı γ i ile regresyon katsayısının β i ülkeler arasında farklılık gösterdiği varsayılmaktadır. Hata terimi (e i,t ) ülkelere ve zamana göre değişebilmektedir. Testin birinci aşamasında her bir yatay kesit için Granger nedensellik testi uygulanır. Bazı yatay kesitler için nedensellik ilişkisinin olmayacağı kabul edilmesi ile nedensellik ilişkisinde heterojenliğin göz önünde bulundurulmaktadır. Bu anlamda panel içerisinde bazı ülkeler için Granger nedensellik ilişkisi varken bazılarında bulunmayabilir (Dumitrescu ve Hurlin, 2012, ss. 1451 1452). Sıfır hipotezi altında (Denklem 3) paneldeki hiçbir birim için nedensellik ilişkisinin olmadığı varsayılmaktadır. Bu hipotez HNC (homogenous non-causality) olarak adlandırılarak β i değerlerinin bütün guruplar için sıfıra eşit olduğunu öne sürmektedir. H : 0 0 i, i 1, N (3) Alternatif hipotez (Denklem 4) panel içerisindeki birimlere özgü nedenselliklerin heterojen yapıda olduğunu varsaymaktadır. Buna göre β katsayılarının aldığı değer paneldeki N 1 birimine kadar sıfıra eşit iken N 1 den 1 N ye kadar (N 1 <N iken) sıfırdan farklıdır. N 1 bilinmemekle beraber 0 N < 1 koşulunu sağlamaktadır. N H : 1 0 i, i 1, N1 (4) i 0, i N1 1, N1 2 N Uygulamada her bir yatay kesit için H 0 : β i =0 hipotezi sırası ile test edilmektedir. Ardından elde edilen N adet standart Wald istatistiğinin (W i,t ) HNC ortalaması alınarak panel için W NT, istatistiği (Denklem 5) hesaplanmaktadır (Dumitrescu ve Hurlin, 2012, s. 1453). W 1 N HNC NT, WiT, N i 1 (5) HNC N HNC ZNT, WNT, K N 0,1 (6) 2K 4 Dumitrescu ve Hurlin (2012) gecikme yapısının nasıl belirleneceği hususuna makalede açıklık getirmemektedir. Bu sınırlılık nedeni ile yapılmış kısıtlı sayıdaki ampirik çalışmada (Chiappini, 2011; Sahoo ve Dash, 2012) gecikme sayısının ön bilgi kullanılarak belirlenmesi yerine yıllık veriler için 1-3 gecikmeli modellerin ayrı ayrı tahmin edilerek raporlandığı görülmektedir. Bu çalışmada da benzer yaklaşım izlenerek model 1, 2 ve 3 gecikme için tahmin edilmiş farklı gecikme sayılarında nedenselliğe ilişkin bulguların değişmediği gözlemlenmiştir. 81
Nedenselliğin var olmadığına dair sıfır hipotezi altında her bir birim için elde edilen Wald istatistik değerleri K serbestlik derecesinde ki-kare dağılımına HNC yakınsamaktadır. Panele ilişkin standartlaştırılmış Z NT, istatistiği T ve N HNC sırası ile sonsuza doğru giderken W NT, istatistiği kullanılarak (Denklem 6) elde edilir (Dumitrescu ve Hurlin, 2012, s. 1454). Gerçekleştirilen Monte Carlo deneyleri test istatistiklerinin küçük örneklemlerde ve yatay kesit bağımlılığı durumunda dahi dirençli olduğunu göstermektedir (Dumitrescu ve Hurlin, 2012, s.1450). Her ne kadar standartlaştırılmış test istatistikleri dirençli olsa da bu uygulamada Dumitrescu ve Hurlin (2012, s. 1457) tarafından %5 anlamlılık seviyesi için hesaplanmış olan simülasyon kritik değerleri kullanılmıştır. 4. Bulgular Ampirik bulgular üç kısımdan oluşmaktadır. Birinci kısımda yatay kesit bağımlılığı ve homojenlik testleri, ikinci kısımda birim kök testleri, üçüncü kısımda eşbütünleşme testleri, dördüncü ve son kısımda ise nedensellik testlerine ilişkin sonuçlar sunulmaktadır. Yatay kesit bağımlılığı ve homojenlik test sonuçları Tablo 3 te sunulmaktadır. Yatay kesit bağımlılığına ilişkin CD LM1, CD LM2, CD LM3 ve LM adj testi sonuçlarına göre H 0 : Yatay kesit bağımlılığı yoktur hipotezi reddedilmektedir. Buna göre loggdp, logict ve serilerin beraberce modellenmesi ile elde edilen test istatistikleri % 1 anlamlılık seviyesinde yatay kesit bağımlılığının varlığına işaret etmektedir. Eğim katsayısının homojenliğine ilişkin sıfır hipotezi hem standart F testi hem de Delta tilde testi (Pesaran ve Yamagata, 2008) sonuçlarına göre % 1 anlamlılık seviyesinde reddedilmektedir. Bu durumda eğim katsayılarının heterojen olduğu kabul edilmektedir. Sonuç olarak serilerde ve modelde yatay kesit bağımlılığı bulunmasının yanı sıra eğim katsayıları heterojendir. Serilerde ve modelde yatay kesit bağımlılığı bulunmasının yanı sıra eğim katsayılarının heterojen olması, uygulanacak birim kök testlerinde her iki sorunun da göz önünde bulundurulmasını gerektirmektedir. Bu amaçla 82 Tablo 3. Yatay-kesit Bağımlılığı ve Homojenlik Test Sonuçları loggdp logict Model Yatay-kesit bağımlılığı İstatistik p-değeri İstatistik p-değeri İstatistik p-değeri CD LM1 386.218 0.000 405.126 0.000 3341.317 0.000 CD LM2 8.599 0.000 9.521 0.000 152.793 0.000 CD LM3-2.439 0.007-3.206 0.001 49.123 0.000 LM adj 44.765 0.000 42.386 0.000 372.277 0.000 Homojenite İstatistik p-değeri F-testi 93.396 0.000 Delta tilde 52.538 0.000 Delta tilde adj. 11.726 0.000
birimlere ait heterojenliği göz önünde bulunduran IPS (Im ve ark., 2003) ve heterojenlik ve yatay kesit bağımlılığını beraber göz önünde bulunduran CADF (Pesaran, 2007) birim kök testleri uygulanmıştır. Gerçekleştirilen panel IPS ve CADF test sonuçlarına göre (Tablo 4) seriler seviyede birim kök içermektedir. Serilerin farkı alındığında ise seriler durağanlaşmaktadırlar. Bu anlamda her iki seri de I(1) süreci taşıdığı görülmektedir 5. Tablo 4. Panel IPS ve CADF Birim Kök Testi Sonuçları Sabit Sabit+Trend Seviyede loggdp logict loggdp logict IPS -0.5230 4.5150 1.9154-0.1569 CADF -2.0430-1.5790-2.2300-2.4380 1. Farkta loggdp logict loggdp logict IPS -13.1918*** -5.6404*** -12.2920*** -2.2705** CADF -3.2140*** -3.1520*** -3.2120*** -3.2120*** Not: IPS ve CADF testlerinde, maksimum gecikme uzunluğu 3 olarak alınmış ve optimal gecikme uzunluğu Schwarz bilgi kriterine göre belirlenmiştir. ***,** ve * sıfır hipotezinin sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeyinde reddedildiğini göstermektedir. CADF panel istatistiği kritik değerleri, sabitli modelde -2.38 (%1), - 2.20 (%5) ve -2.11 (%10) (Pesaran 2007, tablo II(b), s.280) ; sabit ve trendli modelde -2.88 (%1), -2.72 (%5) ve -2.63 (%10) (Pesaran 2007, tablo II(c), s.281). Raporlanan panel istatistiği her bir ülke için hesaplanan CADF istatistiklerinin ortalamasıdır. Birinci farkları alındığında durağanlaştıkları görülen loggdp ve logict serilerinin uzun dönemli bir eşbütünleşme ilişkisi içerisinde olup olmadıkları Westerlund (2007) testi ile araştırılmıştır. Söz konusu test birimler arası heterojenlik ve yatay kesit bağımlılığı durumlarını dikkate almaktadır. Elde edilen dört test istatistiği yatay kesit bağımlılığının olmadığı bir durumda asimptotik normal dağılıma sahiptir. Yatay kesit bağımlılığı durumunda ise bootstrap prosedürü ile elde edilen kritik değerler kullanılmaktadır. Açıklamalar uyarınca heterojenlik nedeni ile Gτ ve Gα grup test istatistiklerinin yatay kesit bağımlılığını dikkate alacak şekilde bootstrap kritik değerleri ile karşılaştırılması gerekmektedir. Westerlund (2007) panel eşbütünleşme testi sonuçları Tablo 5 te sunulmaktadır. Sabitli modelde Gτ ve Gα test istatistikleri sırası ile 0.914 ve -0.652 iken bootstrap olasılık değerleri 0.780 ve 0.278 dir. Buna göre H 0 : Bütün birimler için eşbütünleşme yoktur hipotezi reddedilememektedir. Sabit ve trendli modelde ise Gτ ve Gα test istatistikleri sırası ile -2.494 ve-5.835 iken bootstrap olasılık değerleri 0.262 ve 0.003 tür. Bu durumda H 0 : Bütün birimler için eşbütünleşme yoktur hipotezi Gτ için kabul edilirken Gα için reddedilmektedir. Sonuçlar genel olarak değerlendirildiğinde sadece sabit ve trendli modeldeki Gα test istatistiğinin eşbütünleşmeye işaret ettiği görülmektedir. H 0 hipotezinin genel olarak tutarlı bir şekilde reddedilememesi nedeni ile seriler arasında eşbütünleşme ilişkisinin olmadığı sonucuna varılmaktadır. 5 SURADF (Breuer ve ark., 2001) birim kök testi de diğer testlerle birlikte yapılmış olup her bir ülkeye özgü sonuçlar serilerin birinci farkları alındığında durağan olduğunu göstermektedir. Ancak SURADF testinde sadece ülkelere özgü birim kök test sonuçları elde edildiğinden çalışmanın hacmini arttırmamak için sonuçlar raporlanmamıştır. 83
Gerçekleştirilen uygulamada logict ve loggdp serileri eşbütünleşik olmadıkları için nedensellik ilişkisi serilerin farkları alınarak araştırılmıştır. Her bir ülkeye ait Granger nedensellik test sonuçları ile panele özgü nedensellik test sonuçları gecikme seviyeleri k=1, k=2 ve k=3 için Tablo 6 da sunulmaktadır. > : 0 > HNC Panele özgü Z NT, test istatistiklerine göre ΔlogICT ΔlogGDP nin Granger nedeni değildir ve ΔlogGDP ΔlogICT nin Granger nedeni değildir şeklinde kurulan sıfır hipotezleri % 5 anlamlılık seviyesinde reddedilmektedir. Bu anlamda ΔlogGDP ve ΔlogICT arasında her iki yönde de heterojen yapıda panel Granger nedensellik ilişkisi bulunmaktadır. Elde edilen sonuç çeşitli örneklemler için Cronin ve ark. (1991, 1993), Madden ve Savage (1998), Chakraborty ve Naddi (2003), Wolde-Rufael (2007), Yoo ve Kwak (2004) ve Lam ve Shiu (2010) tarafından gerçekleştirilen nedensellik analizi sonuçlarını desteklemektedir. Diğer taraftan ICT den ekonomik büyümeye doğru ortaya çıkan etkiyi tek yönlü olarak araştıran çalışmaları da (Colecchia ve Schreyer, 2002; Güvel ve Aytun, 2013; Jalava ve Pohjola, 2002; Röller ve Waverman, 2001; Schreyer, 2000) destekler niteliktedir. Sonuçlar söz konusu desteğe ek olarak büyümeden telekomünikasyon altyapısına doğru bir geribildirim etkisinin de bulunduğunu ortaya koymaktadır. Bu anlamda telekomünikasyon altyapısını geliştirecek politikalar önce ekonomik büyümeye yol açacak ardından artan gelir düzeyi tekrar telekomünikasyon altyapısını bir geribildirim ile etkileyecektir. Bulgular açısından tekrar hatırlatılması gereken bir diğer husus seriler için ülkeler arasında yatay kesit bağımlılığının bulunuyor almasıdır. Bu 84 Tablo 5. Westerlund Panel Eşbütünleşme Test Sonuçları Sabit Sabit ve Trend Test İstatistik Asimptotik p-değeri Bootstrap p-değeri İstatistik Asimptotik p-değeri Bootstrap p-değeri Gτ 0.914 0.820 0.780-2.494 0.006 0.262 Gα -0.652 0.257 0.278-5.835 0.000 0.003 Pτ 0.160 0.564 0.692-0.729 0.233 0.587 Pα -2.208 0.014 0.185-4.810 0.000 0.045 Not: Bootstrap olasılık değerleri 10.000 tekrarlı dağılımdan elde edilmiştir. Asimptotik olasılık değerleri, standart normal dağılımdan elde edilmiştir. Gecikme ve öncül seviyeleri 1 alınmıştır. : 0, 0.6370 4.1483* 6.1446* 1.9853* 6.6807* 7.2215* Test istatistikleri simülasyon kritik değerleriyle (Dumitrescu ve Hurlin, 2012, s. 1456) kar ıla tırılmı tır. N=20 ve T=40 için % 5 anlamlılık seviyesindeki tablo kritik değeri 1.69 dur. * p<0.05.
durum örneklemimizdeki 21 OECD ülkesinin her birinde meydana gelen değişmelerin diğer ülkeler üzerinde etkili olduğu anlamına gelmektedir. Bu açıdan yatay kesit bağımlılığı bulguları ekonomik ilişkilerde teorik olarak varlığı bilinen (Nazlioglu ve ark., 2011, ss. 6617 6618) küreselleşme olgusunu ampirik olarak da ortaya koymaktadır. 5.Sonuç Telekomünikasyon altyapısı ve ekonomik büyüme arasındaki ilişki literatürdeki pek çok çalışmada telekomünikasyon altyapısından büyümeye doğru tek yönlü olarak ele alınmaktadır. Konu ile bağlantılı olarak yapılan ampirik çalışmalarda ekonomik büyümeden telekomünikasyon altyapısına doğru var olabilecek nedenselliğin araştırılmaması uygulanacak politikaların etkinliğine dair şüphelerin oluşmasına neden olmaktadır. Günümüzde zaman serisi araçlarını kullanan tek ülkeli çalışmaların yanı sıra panel veri analizi araçlarını kullanan çalışmaların da artmakta olduğu görülmektedir. Ancak mevcut panel veri çalışmalarında yatay kesit bağımlılığı ve heterojenlik gibi sorunların göz önünde bulundurulmayarak bir anlamda enformasyon teknolojilerindeki küreselleşmenin mevcut olmadığının varsayılması elde edilecek sonuçlara ilişkin şüphelere yol açmaktadır. Söz konusu şüpheleri ortadan kaldırmak açısından bu çalışmada 21 OECD ülkesine 1975-2012 yıllarını kapsamak üzere ikinci nesil panel birim kök, eşbütünleşme ve nedensellik testleri uygulanmıştır. Yatay kesit bağımlılığının bulunduğuna ilişkin bulgular, örneklem içerisinde enformasyon ve telekomünikasyon teknolojilerinde bir ülkede meydana gelen değişimin sadece o ülke ile sınırlı kalmadığını, diğer ülkeleri de etkileyerek yayıldığını ortaya koymaktadır. Yatay kesit bağımlılığı ve birim kök testleri devamında gerçekleştirilen eşbütünleşme testleri sonucunda telekomünikasyon altyapısı ve ekonomik büyüme arasında uzun dönemli bir eşbütünleşme ilişkisine rastlanamamıştır. Bu durum çalışmayı kısa dönemli nedensellik ilişkilerini araştırmaya yöneltmiştir. Serilerin farkları alınarak gerçekleştirilen panel nedensellik analizinde ise değişkenler arasında iki yönlü ilişkisi bulunmuştur. Bu durum yalnızca telekomünikasyon altyapısından ekonomik büyümeye doğru mevcut olan bir nedensellik ilişkisine ek olarak, bir geribildirim etkisinin de mevcut olduğunu ortaya çıkarmaktadır. Böylece ekonomik büyümenin telekomünikasyon altyapısını etkilemesi ile ortaya çıkacak karşılıklı etkileşim politikaları daha da etkili kılacaktır. Ortaya çıkan çarpan etkisi sayesinde telekomünikasyon altyapısı aracılığı ile ekonomik büyümeyi hedefleyen politikaların etkinliklerinin tek yönlü ilişkide olduğundan daha büyük olacağı söylenebilir. Ayrıca, edilen bulgular ekonomik büyümeyi telekomünikasyon altyapısı ile teşvik etmeyi amaçlayan politikaların başarılı olabileceğini göstermektedir. Genel bir ifade ile bulgular 21 OECD ülkesi 85
için telekomünikasyon altyapısı gelişimi ile ekonomik büyüme arasında iki yönlü bir nedensellik ilişkisinin bulunduğunu göstermektedir. Böylece mevcut ampirik literatürde OECD ülkeleri için elde edilen ve birbiri ile çelişen bulgulara daha genel ve tutarlı bir açıklama sunmaktadır. Son olarak bu çalışmaya ilişkin sonuçların yalnızca 21 OECD ülkesi örneklemi için geçerli olduğunu vurgulamakta fayda vardır. Diğer gelir gruplarında gerçekleştirilecek çalışmalarda farklı nedensellik bulgularına ulaşılabilir. Böylesi bir durum farklı politika önerileri ortaya çıkaracaktır. Bu açıdan diğer gelir grupları için uygulama yapılacak verilerin bulunabilmesi ile yeni araştırmaların önü açılacaktır. Söz konusu verilerin diğer gelir gruplarında da elde edilebilmesi durumunda, gelir grupları bazında karşılaştırmalı bir analizin yapılması gelecek çalışmalara bir öneri olarak sunulmaktadır. Teşekkürler Çalışmanın son haline ulaşmasında önerileri ile önemli katkılarda bulunan isimsiz hakemlere teşekkür ederiz. Ayrıca çalışmanın gerçekleştirilmesi sürecinde bizlere değerli eleştiri ve önerilerini sunan Pamukkale Üniversitesinden Doç. Dr. Şaban Nazlıoğlu na, Mustafa Kemal Üniversitesinden Doç. Dr. Ali Acaravcı ya ve Çukurova Üniversitesinden Yrd. Doç. Dr. Ahmet Erişmiş e teşekkür ederiz. 86