Ar-Ge Yatırımları ve Büyüme: İmalat Sektörü Üzerine Ampirik Bir Çalışma

Transkript

1 Istanbul University Journal of the School of Business İstanbul Üniversitesi İşletme Faültesi Dergisi Vol/Cilt: 45, No/Sayı:1, May/Mayıs 016, ISSN: Ar-Ge Yatırımları ve Büyüme: İmalat Setörü Üzerine Ampiri Bir Çalışma Kartal Demirgüneş 1, Gülbahar Üçler 1 (Muhasebe-Finansman ABD, İşletme Bölümü, İtisadi ve İdari Bilimler Faültesi, Ahi Evran Üniversitesi, Kırşehir, Türiye) (İtisat Teorisi ABD, İtisat Bölümü, İtisadi ve İdari Bilimler Faültesi, Ahi Evran Üniversitesi, Kırşehir, Türiye) ART ICL E IN FO Yayın Bilgisi Received/Başvuru 1/01/015 Accepted/Kabul 09/01/016 Anahtar Sözcüler: Ar-Ge yatırımları Setörel büyüme Gibrat anunu Çolu yapısal ırınım testleri Keywords: R&D investments Industrial growth Gibrat s law Multiple structural breas test ÖZ Bu çalışmada, ar-ge yatırımlarının setörel büyüme üzerindei olası etilerinin tespit edilmesi amaçlanmatadır. Çalışmanın örnelemi, 199:Q1.-013:Q3. döneminde hisse senetleri Borsa İstanbul da işlem gören imalat firmalarının oluşturduğu setörü apsamatadır. Çalışmada, serilerin durağanlığının ve seriler arasındai eş-bütünleşme ilişisinin tespitinde, sırasıyla, serilerdei yapısal ırınımları diate alan Carrioni-i-Silvestre vd. (009) birim ö testi ve Mai (01) eş-bütünleşme testi ullanılmatadır. Uzun dönem eş-bütünleşme atsayıları ise, Stoc ve Watson (1993) tarafından geliştirilen Dinami En Küçü Kareler (Dynamic Ordinary Least Squares-DOLS) Yöntemi ile tespit edilmetedir. Tahminlenen yapısal ırınım tarihleri ile Türiye eonomisinin önemli dönüm notaları birbirleriyle örtüşmetedir. Mai (01) testi sonuçları, serilerin uzun dönemde birlite hareet ettilerini göstermetedir. DOLS yöntemi ile tahmin edilen uzun dönem atsayıları, büyüme ile ar-ge yatırımları ve ârlılı arasında istatistisel olara anlamlı ilişi bir ilişinin bulunmadığına; buna arşın büyüme ile maddi olmayan duran varlılar ve faaliyet nait aımları arasında istatistisel olara anlamlı ve pozitif yönlü ilişinin varlığına işaret etmetedir. R&D Investments and Growth: An Empirical Study on Manufacturing Industry ABSTRACT This study aims to find out possible effects of R&D investments on industrial growth. The sample of the study is the manufacturing industry consisting of BIST-listed manufacturing firms in the period of 199.Q1-013.Q3. In the study, to test the stationary of series and the co-integration relationship between them, unit root test of Carrioni-i-Silvestre et al. (009) and co-integration test of Mai (01) are used, respectively. Long term co-integration coefficients are estimated by means of Stoc and Watson (1993) s Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS) method. Structural brea dates estimated point out dramatic turning points in Turish economy. Mai (01) test results show co-integration relationship between the series in the long run. Long run parameters estimated by using DOLS method indicate that there are no statistically significant relationships between growth and R&D investments, and between growth and profitability. However, the relationships between growth and intangible, and growth and operating cash flows are statistically significant and positive. artal.demirgunes@ahievran.edu.tr (K. Demirgüneş) gulbahar.ucler@ahievran.edu.tr (G. Üçler) 53

2 1. Giriş Büyüme ; eonomi literatüründe üzerinde önemle durulan onulardan biri olup, ölçe eonomilerine temel teşil etmesi nedeniyle firmaların varlılarını sürdürebilmeleri için hayati bir unsur olara ele alınmatadır (Gerosi, 1995; Sutton, 1997). Ayrıca, doğası nedeniyle yenilileri, yönetim modellerini ve üretim teniği değişililerini tetilediğinden araştırmageliştirme (ar-ge) yatırımları üzerinde durulmata ve bu yatırımların büyüme üzerindei olası etilerinin deterministi bir model ullanılara tespit edilmesi amaçlanmatadır. Çalışmada, Giriş bölümünü taiben (firmasal ve setörel) büyümeye ilişin Teori Altyapıya ısaca değinilditen sonra, onuya ilişin Literatür İncelemesine yer verilmetedir. Eonometri Metodoloji bölümünde oluşturulan model, modelin değişenleri ve veri seti haında bilgiler verilmete, sonrasında ise ullanılan eonometri yöntemlere ilişin açılamalar ve elde edilen ampiri bulgular sunulmatadır. Çalışma, Sonuç ve Öneriler bölümü ile sonlandırılmatadır.. Teori Altyapı Büyüme, ölçülmesinde ullanılan farlı değişenlere ve bu değişenlerin spesifi teorilere uygunluğuna göre farlı biçimlerde ele alınabilen ço boyutlu bir fenomendir (Garcia-Manjon ve Romero-Merino, 01). Büyümenin ço sayıda (çolu) göstergenin bir arada ullanılara ele alınmasının mı, yosa -avramı en uygun biçimde ifade ettiği düşünülen- te bir gösterge ile irdelenmesi mi geretiği geçmişten günümüze süreli olara tartışılmatadır. Davidsson (1991) ve Delmar (1997) büyümenin çolu göstergeler ullanara ifade edilmesinin gereliliğini savunurlaren; Hoy vd. (199) ile Weinzimmer vd. (1998) ne göre, büyüme (genellile piyasa değeri, çalışan sayısı, satışlar ya da gelirler, üretim değeri ya da atma değer gibi) te bir gösterge ullanılara irdelenmelidir. Belirtilen göstergeler içerisinde en fazla ullanılanı ise satışlardai büyümedir (Hoy vd., 199; Barham vd., 1996; Ardishvili vd., 1998). Çalışmanın Eonometri Metodoloji bölümünde görüleceği üzere, bu çalışmanın modelinde büyüme değişeni satışlardai büyüme ile ifade edilmetedir. Büyümenin belirleyicileri onusundai çalışmaların temelini Gibrat Kanuna na dayandırma mümündür (Gibrat, 1931). Robert Gibrat 1931 yılında yayınladığı çalışmasında, Fransa da imalat setöründe faaliyet gösteren firmaların büyülü dağılımlarının çarpı olduğunu tespit edere, bu çarpılığın stoasti büyüme süreçleri ile açılanabileceğini belirtmetedir. Çıış notası Gibrat Kanunu olan stoasti modellerin ullanıldığı çalışmalarda, büyüme oranlarına yöneli tahminlemeler firma büyülüğünden bağımsız olara yapılmatadır. Ayrıca, bu çalışmalarda; firmalar arasında ârlılı, büyülü ve piyasa gücü notasında önceden tahmin edilmiş (ex ante) farlılıların olmadığı bir dünyada, büyüme oranının stoasti ve firmanın mevcut büyülüğünden ve geçmiş büyüme performansından bağımsız olduğu savunulmatadır (Garcia-Manjon ve Romero-Merino, 01). Bu nedenle, Gibrat Kanunu na göre firmaların büyülülerinin dağılımı logaritmi normal dağılımla tahmin edilebilmetedir 1. Bu tarihten günümüze adar gelen süreçte, büyüme teorisine atı sağlama notasında stoasti modellerin ullanıldığı çalışmaların yanı sıra, deterministi modellerin ullanıldığı çalışmaların da yapıldığı görülmetedir (Garcia-Manjon ve Romero- Merino, 01; Oliviera ve Fortunato, 016). Deterministi modellerde firmanın büyüme oranındai değişimlerin, gözlemlenebilir firmasal ve setörel özellilere bağlı olduğu varsayılmatadır. Bu notada ii farlı baış açısı mevcuttur. Bunlardan ili, büyümenin firmaya özgü fatörlerden ço çevresel fatörlerden (Dess ve Beard, 1984; Davidsson ve Delmar, 006); iincisi ise bunun asini, yani çevresel fatörlerden ço firmaya özgü fatörlerden aynalandığını savunmatadır (Baum ve Loce, 004). Bu çalışmada -az önce de belirtildiği üzeredeterministi bir model ullanılmata olup, büyümenin firmaya özgü fatörlerden aynalandığı varsayılmatadır. 3. Literatür İncelemesi Ar-ge yatırımları içerdileri tenoloji potansiyel itibariyle, büyüme için gereli olan en önemli unsurlardan biridir. Bu yatırımlar, firmaların sahip olduları bilgi düzeyinin artırılmasına ve bu bilgilerin yeni, özgün ve üstün nitelite ürünlerin ve uygulamaların üretilmesinde ullanılabilmesine imân sağlamatadır (De Jong ve Freel, 010). Bu açıdan baıldığında, ar-ge yatırımlarının nispeten yüse olduğu firmalarda (ve setörlerde) gelir ve büyüme raamlarının da nispeten yüse olması belenmetedir (Woolridge, 1988; Hay ve Kamshad, 1994; Carden, 005; Gerosi, 005). Anca, onuya ilişin bazı ampiri çalışmalardan elde edilen sonuçlar söz onusu belentinin asi yönünde de olabilmetedir (Sundaram vd., 1996; Douas ve Switzer, 199). Literatür incelemesinde bu farlı sonuçlar tartışılmata ve eonometri metodolojiye uygunlu açısından çoğunlula deterministi modellerden elde edilen bulgulara değinilmetedir. Ar-ge yatırımlarının büyüme üzerindei etisi firmasal ve setörel arateristilere göre farlılılar gösterebilmetedir (Del Monte and Papagni, 003). Bu farlılı, -genellile- ampiri çalışmalara onu olan firmalara ya da setörlere ilişin veri setlerindei farlılılardan aynalanmatadır. Ar-ge yatırımları ile büyüme arasında pozitif yönlü bir ilişinin varlığına dair bulguların elde edildiği ampiri çalışmalarda 1 Konuya ilişin detaylı literatür incelemesi için Bz. Sutton (1997). 54

3 ullanılan veri setlerinin genellile ileri ölçüde uzmanlaşmış, ileri tenolojilerin ullanıldığı firmalara (ya da setörlere) ilişin olduları görülmetedir. Zira bu tür firmalarda (ya da setörlerde) bilgi yoğunluğu nispeten fazla olduğundan, ar-ge yatırımları ile büyüme arasında pozitif yönlü bir ilişiye rastlanılması daha olasıdır. Chan vd. (1990), Zantout ve Tsetseos (1994), Banbury ve Mitchell (1995), Schreyer (000), Del Monte ve Papagni (003), Yang ve Huang (005) ile Yang ve Lin (007) tarafından yapılan çalışmalardan elde edilen sonuçlar bu yöndedir. Buna arşın; tenoloji altyapısı yeterince gelişmemiş nispeten üçü ölçeli üretim firmalarında (ya da imalat-yoğun setörlerde) ar-ge yatırımları ile büyüme arasındai ilişi negatif yönlü olabilmetedir (Yu vd., 010). Ar-ge yatırımı yapmayan ya da bu tür yatırımları nispeten düşü olan firmaların ürettileri ürünler, raipleri tarafından olaylıla opyalanabilmetedir. Bu olumsuz durum raip firmaların pazara girişini olaylaştırmata ve büyümeyi engelleyebilmetedir. Thwaites (198), Austin (1993), Leo ve Steiner (1995), Cosh vd. (1996), Waelin (1996), Roper (1997) ile Tether ve Massini (1998) nin çalışmalarından elde edilen bulgular ise bu yöndedir. Ar-ge yatırımları ile büyüme arasında pozitif yönlü ilişiyi işaret eden çalışmalarda üzerinde durulması gereen bir diğer önemli nota da ar-ge yatırımlarından aynalanması belenen eonomi etinin ne zaman ortaya çıacağıdır. Literatürde bu onuda bir görüş birliğine varılmadığı görülmetedir. Ar-ge yatırımından hemen -ya da ço ısa bir süre- sonra eonomi bir etinin belenmesi rasyonel olmayacatır, çünü bu tür yatırımlarda zaman farı (time lag) oluşabilmetedir. Bu zaman farı; ar-ge yatırımları ve yaratacağı eonomi eti arasındai sürecin girdi, işleme süreci, çıtı, geri-dönüş süreci ve sonuç olma üzere beş farlı aşamada gerçeleşmesinden aynalanmatadır (Rao vd., 013). Söz onusu süreç, ar-ge yatırımlarının olası eonomi etilerinin cari dönemde hissedilememesine neden olmatadır. Niteim Zhao vd. (01) tarafından Çin de faaliyet gösteren üretim firmaları üzerine yapılmış olan çalışma, ar-ge yatırımlarının eonomi etilerinin ii yıl sonra ortaya çıtığını göstermetedir. Ravenscraft ve Scherer (198), Bottazzi ve Secchi (003), Liang ve Zhang (005) ile Fal (01) ın çalışmalarından elde edilen bulgular ise bu sürenin ii yıldan da daha uzun olduğuna işaret etmetedir. Anca, yuarıda belirtilenin asine, ar-ge yatırımlarının etilerinin cari dönemde ortaya çıtığına dair ampiri bulgu sınırlı sayıda da olsa mevcuttur (Baum ve Wally, 003; Kafouros ve Wang, 008). Buradan, bazı durumlarda ar-ge odalı sermaye yatırımlarının anında amortize edilmeye başlandığı sonucuna ulaşma mümündür. 4. Eonometri Metodoloji Çalışmanın bu bölümünde öncelile oluşturulan modele, model dâhilindei değişenlere ve veri setine değinilmetedir. Sonrasında ise çalışmada ullanılan Carrioni-i-Silvestre vd. (009) birim ö testi, Mai (01) eş-bütünleşme testi ve Stoc ve Watson (1993) tarafından geliştirilen Dinami En Küçü Kareler (Dynamic Ordinary Least Squares-DOLS) Yöntemi ullanılara elde edilen ampiri bulgular verilmetedir Model, Değişenler ve Veri Seti Yuarıda verilen Teori Altyapı ve Literatür İncelemesi ışığında, ar-ge yatırımlarının büyüme üzerindei etisinin tespit edilmesinin amaçlandığı bu çalışmada, tahminleme aşağıdai modele göre yapılmatadır (Denlem 1): BÜYÜME t =β 0 +β 1 ARGE t +β MODV t +β 3 FNA t +β 4 KÂR t +ε t (1) Modelde yer alan değişenlerin hesaplanmasında setörel bilançolar ullanılmatadır. Modelin bağımlı değişeni; net satışlardai yüzdesel değişme olup, (dönemler itibariyle) dönem sonu net satışlar ile dönem başı net satışların farının, dönem başı net satışlar raamına bölünmesiyle hesaplanmata ve ısaca BÜYÜME ile gösterilmetedir. Bağımlı değişenin net satışlardai yüzdesel değişme olara seçilmesinin gereçesi, çalışmanın Teori Altyapı bölümünde ifade edilmetedir. Modelde ullanılan bağımsız değişenler ise, ar-ge yatırımları, maddi olmayan duran varlılar, faaliyetlerden elde edilen nait aımları (ısaca, faaliyet nait aımları) ve atif ârlılığı olup, bunlar -sırasıyla- ARGE, MODV, FNA ve KÂR şelinde gösterilmetedir. ARGE, ar-ge giderlerinin atifleştirilmiş ısmının toplam atiflere bölünmesiyle hesaplanmatadır. ARGE nin hesaplanmasında, gelir tablosunda yer alan ar-ge giderleri alemi yerine, bu giderlerin atifleştirilmiş ısmı diate alınmatadır. Çünü gelir tablosunda faaliyet giderleri apsamında ele alınan ar-ge giderleri, ilgili dönem içerisinde tüetildiğinden göz ardı edilmeli, bu giderlerin yalnızca atifleştirilen ısmı yatırım olara değerlendirilmelidir (Damodaran, 001). Modele dâhil edilen ontrol değişenleri olan MODV, FNA ve KÂR değişenleri ise, büyümeyi farlı boyutlarda açılayan finansal göstergelerdir. MODV, maddi olmayan duran varlılar aleminin doğal logaritmasının alınmasıyla hesaplanmatadır. Söz onusu değişenin modele dâhil edilmesinin nedeni, bu varlıların ar-ge yatırımları ile yaından ilişili olmasından aynalanmatadır. Ayrıca, maddi olmayan duran varlılar gere firmasal gerese de setörel bağlamda büyüme fırsatlarının elde edilmesinin temel unsurlarından biridir (Tsai vd., 01). Faaliyet nait aımları, işletmelerin ana gelir getirici faaliyetleriyle ilişili olup, ârlılığın tespitinde ullanılan işlem ve olaylardan aynalanmaları 55

4 nedeniyle modele dâhil edilmiştir. Ayrıca, onuya ilişin teori ve ampiri çalışmalar incelendiğinde, nait aımlarının ar-ge yatırımları üzerinde de etisi olduğu görülmetedir [Bz. Szewczy vd. (1996)]. FNA; vergi sonrası net faaliyet ârına, nait çıışı geretirmeyen gider olan amortisman giderlerinin elenip, bunun atif toplamına bölünmesiyle hesaplanmatadır. Konuya ilişin gere teori gerese de ampiri literatür incelendiğinde, büyüme üzerindei en etili finansal değişenlerden birinin de ârlılı olduğu görülmetedir. Alchian (1950) ın teori çalışmasını taiben, il olara Donaldson (1961) tarafından önerilen, sonrasında ise Myers (1984) ile Myers ve Majluf (1984) tarafından geliştirilen Finansman Hiyerarşisi Teorisi nde ârlılığın büyüme üzerindei pozitif etisine vurgu yapılmatadır. Anca, söz onusu etinin yönü notasında ampiri çalışmalardan elde edilen bulgular çelişili olabilmetedir. Bu bağlamda, Robson ve Bennett (000), Liu ve Hsu (006), Coad (009) ile Bottazzi vd. (010) nin çalışmalarından elde edilen bulgular, ârlılığın büyümeyi pozitif yönde etilediğini gösteriren; Capon vd. (1990), Marman ve Gartner (00) ile Coad (010) ın çalışmalarından elde edilen bulgular bunun asi yönündedir. Çalışmada modele dâhil edilen ârlılı değişeni atif ârlılığı olup, dönem net ârı(zararı)nın atif toplamına bölünmesiyle hesaplanmatadır. Literatürde, zaman zaman özsermaye ârlılığı (Leng, 004; Luan ve Tang, 007; Bauer vd., 009; Pandya, 011; Al-Manaseer vd., 01; Obiyo ve Lenee, 011), satış ârlılığı (Firth vd., 006; Filatotchev vd., 007; Muravyev vd., 010; Geletanycz ve Boyd, 011) ya da yatırım ârlılığı (Adjaoud, 007) gibi ârlılı değişenleri ullanılsa da, ârlılığı ifade etmede ullanılan en yaygın değişenin atif ârlılığı (Douma vd., 006; Cho ve Kim, 007; Wei, 007; Betaş ve Kayma, 009; Singh ve Gaur, 009; Mandacı ve Gümüş, 010; Herri, 011; Lin vd., 011; Karaca ve Eşi, 01) olduğu görülmetedir. Muhasebe temelli bir ölçüt olan atif ârlılığı, firmanın faaliyet ve finansal performansını ölçmete ve bu bağlamda firmanın varlılarının, hissedarların eonomi çıarları doğrultusunda etin olara ullanılıp ullanılmadığının bir göstergesi olmatadır. Model dâhilindei değişenlere ait veriler -üçer aylı dönemler itibariyle- 199:Q1. ile 013:Q3. arasındai dönemi apsamata olup, hisse senetleri Borsa İstanbul da işlem gören imalat firmalarının oluşturduğu setöre ilişindir. Söz onusu değişenlerin tamamı, Eviews 8.0 eonometri paet programı ullanılara Census X-1 yöntemi ile mevsimselliten arındırılmıştır. Çalışmadai modeller ise GAUSS 9.0 eonometri paet programı ullanılara tahminlenmetedir. 4.. Carrioni-i-Silvestre vd. (009) Birim Kö Testi Eonomi rizler, savaşlar, terörizm ve doğal afetler gibi önemli olaylar zaman serilerinde yapısal ırınımlara neden olabilmetedir. Söz onusu ırınımlar diate alınmadan yapılan birim ö testleri, serilerin durağanlığı notasında yanıltıcı sonuçlar alınmasına neden olabilmetedir. Dicey ve Fuller (1979) tarafından geliştirilen Augmented Dicey Fuller ve Phillips ve Perron (1988) tarafından geliştirilen Phillips- Perron birim ö testleri gibi yapısal ırınımların diate alınmadığı testlerin açılama güçleri de nispeten düşü olmatadır. Perron (1989; 1997), Zivot ve Andrews (199), Lumsdaine ve Papell (1997), Ng ve Perron (001) ile Lee ve Strazicich (003) tarafından geliştirilen birim ö testleri ise yapısal ırınımları diate alara, daha sağlılı sonuçların alınabilmesini sağlamatadır. Anca, bu testler bir ya da en fazla ii yapısal ırınımı diate alabilmetedir. Carrioni-i-Silvestre vd. (009) birim ö testinde ise masimum beş ırınım diate alınabilmete ve ırınım tarihleri içsel olara belirlenmetedir. Bu testin bir diğer önemli özelliği de üçü örnelemlerde bile etin sonuçlar verebilmesi olup; testte ullanılan stoasti veri üretme süreci aşağıdai gibidir: y t = d t + u t () u t = u t 1 + t, t = 0,, T (3) Denlem () de y t serisi, deterministi trend (d t ) ve stoasti hata terimi ( u t ) şelinde ayrıştırılmatadır. Denlem (3) de ise; t hata terimi olup, t = i=0 i t i olara tanımlanmatadır. Gözlemlenmeyen ve sıfır ortalamaya sahip bir süreç olan u t serisinin endi geçmiş değerleri ( u t 1 ) ile olan bağlantısı araştırılmatadır. Carrioni-i-Silvestre vd. (009) testinde, seride birim öün varlığını (durağanlığı) test etme amacıyla beş farlı test istatistiği önerilmetedir. Bunlardan birincisi Elliot vd. (1996) ile Perron ve Rodriguez (003) in çalışmaları temel alınara geliştirilmiş olup, aşağıdai gibidir: P GLS T ( 0 ) = S(, 0 ) S(1, 0 ) /s ( 0 ) (4) Denlem (4) de P T GLS olası optimal notayı temsil etmetedir. s ( ) ise, t nin sıfır freanstai izgisel yoğunluğunun tahminidir. Perron ve Ng (1998) ile Ng ve Perron (001) un çalışmalarını taiben, Carrioni-i- Silvestre vd. (009) aşağıdai denlemde belirtilen bir otoregresif tahmin ullanmatadır: s( 0 ) = s e /(1 j=1 b j) (5) Denlem (5) de s e = (T ) 1 T t=+1 e t, olup; {b j, e t,}, Denlem (6) dan en üçü areler yöntemi ile elde edilmetedir: 56

5 y t = b 0 y t 1 + j=1 b j y t j + e t, (6) Burada; y t = y t z t ( 0 ) olup, amaç fonsiyonunu minimize etmetedir. Otoregresyon derecesi ise, Ng ve Perron (001) tarafından önerilen ve Perron ve Qu (007) tarafından geliştirilen düzeltilmiş bilgi riteri ullanılara seçilmetedir. Carrioni-i-Silvestre vd. (009) tarafından ullanılan ve çolu yapısal ırınımlara izin veren diğer dört birim ö test istatistileri aşağıdai gibidir (Denlem ( )): MZ GLS ( 0 ) = (T 1 s( 0 ) ) (T MSB GLS ( 0 ) = (s( 0 ) T 1 T y t 1 ) t=1 T 1 y t 1 ) t=1 MZ t GLS ( 0 ) = (T 1 y T s( 0 ) ) (4s( 0 ) T T 1 y t 1 ) t=1 (7) (8) MP GLS T ( 0 ) = [c T T t=1 y t 1 + (1 c )T 1y T ] s( 0 ) (10) Carrioni-i-Silvestre vd. (009) tarafından geliştirilen testte, H 0 hipotezi yapısal ırınımlar altında birim ö vardır ; H 1 hipotezi ise yapısal ırınımlar altında birim ö yotur şelindedir. Söz onusu hipotezleri test etme için gereen asimtoti riti değerler bootstrap yöntemi ullanılara elde edilmetedir. Hesaplanan test istatistiğinin asimtoti riti değerden üçü olması durumunda, yapısal ırınımlar altında seride birim öün varlığını abul eden H 0 hipotezi reddedilmetedir. Seride yapısal ırınımların olması halinde, birim öün olmadığı, diğer bir ifadeyle serinin durağan olduğu sonucuna ulaşılmatadır. Çalışmanın modelinde (Denlem ()) ullanılan serilere ilişin Carrioni-i-Silvestre vd. (009) birim ö testi sonuçları Tablo 1 de raporlanmatadır. Tablo 1 de rapor edilen sonuçlar, düzey değerlerinde hesaplanan test istatistilerinin riti değerlerden büyü olması nedeniyle, seride birim öün varlığını ifade eden H 0 hipotezinin abul edildiğini göstermetedir. Serilerin birinci farıyla yapılan test sonuçları ise, serilerin durağan oldularına işaret etmetedir. Ayrıca, yine Tablo 1 sonuçlarına göre modelde ullanılan değişenlerin tamamının durağanlı düzeylerinin I(1) olduğu görülmetedir Mai (01) Eş-Bütünleşme Testi Yapısal ırınımların diate alan eş-bütünleşme testlerinden Zivot ve Andrews (199), Gregory ve Hansen (1996) ile Westerlund ve Edgerton (007) tarafından önerilen testler yalnızca bir yapısal ırınımı diate alabilmetedir. Gregory ve Hansen (1996) bu testlerin yetersizliğine (ve yanıltıcılığına) vurgu yapara, eş-bütünleşme testlerinde çolu ya da en azından birden fazla yapısal ırınımın diate alınmasının gereliliğine işaret etmetedir. Carrioni-i- (9) Silvestre ve Sanso (006) ile Hatemi-J (008) tarafından geliştirilen testler ii yapısal ırınımı diate alabilmetedir. Son olara ise, Mai (01) tarafından masimum beş ırınımı diate alabilen ve bu nedenle öncüllerine ıyasla ço daha sağlılı sonuçlar verebilen bir yapısal ırınımlı eş-bütünleşme testi geliştirilmiştir. Bu testin çalışma algoritmasında, her dönem olası bir ırınım notası olara ele alınmata ve t istatistileri hesaplanmatadır. Söz onusu istatistilerin en üçü olduğu notalar ise ırınım notaları olara belirlenmetedir. Bu testte serilerin tamamının durağanlı düzeylerinin I(1) olması geremetedir. Mai (01), seriler arasındai uzun dönem ilişileri dört farlı regresyon modeli ile tespit etmeye çalışmatadır. Bu modeller aşağıdai gibidir: y t = + y t = + y t = + y t = + i i i D i,t D i,t + x t + t (11) D i,t + x t + i + t + x t + i i D i,t + t + i td i,t + i x t x t D i,t + t (1) x t D i,t + t (13) + i x t D i,t + u t (14) Burada; t = 1,,, T. y t ve x t = (x t x mt ) gözlemlenebilir I(1) değişenlerini; u t ise, hata terimini ifade etmetedir. Denlem (11) dei modelde (Model 0) yalnızca sabit terimde, Denlem (1) dei modelde (Model 1) ise, hem sabit terimde hem de eğimde ırınım vardır ve her ii modelde trendsizdir. Denlem (13) dei modelde (Model ) sabit terimde ve eğimde ırınım vardır ve trendlidir. Denlem (14) dei son modelde (Model 3) ise, sabit terimde, eğimde ve trendde ırınım vardır. Mai (01) eş-bütünleşme testinde, H 0 hipotezi yapısal ırınımlar altında eş-bütünleşme yotur ; H 1 hipotezi ise yapısal ırınımlar altında eş-bütünleşme vardır şelindedir. 1 den 5 e adar olan ırınımlar için Monte Carlo simülasyonu ullanılara hesaplanan asimptoti riti değerler Mai (01) de verilmetedir. Hesaplanan değerin, belirtilen riti değerlerden üçü olması durumunda, H 0 hipotezi reddedilmete ve seriler arasında eş-bütünleşme ilişisinin varlığı abul edilmetedir. Mai (01) testine ilişin sonuçlar ve ırınım tarihleri Tablo de verilmetedir. Tablo dei sonuçlar incelendiğinde; Model 0, Model 1 ve Model 3 te hesaplanan test istatistilerinin, riti değerlerden üçü olduğu görülmetedir. Bu durumda, yapısal ırınımlar altında eş-bütünleşme olduğunu söyleyen H 1 hipotezi abul edilmetedir. Mai (01) eş-bütünleşme testinden elde edilen ırınım tarihleri, genel olara Türiye nin riz yaşadığı dönemleri işaret 57

6 etmetedir. Bu ırınım tarihlerinden 1994, 000 ve 001 yıllarında Türiye de rizler yaşanmışen, diğer ırınım tarihi olan 1999 yılında, Marmara depreminin imalat setörünü olumsuz yönde etilediği görülmetedir yılları ise üresel rizin başladığı ve etilerinin hissedilmeye başlandığı dönemlerdir. Mai (01) eş-bütünleşme testinden elde edilen bir diğer sonuç ise, serilerin uzun dönemde birlite hareet ettileridir. Sonrai aşamada, seriler arasındai uzun dönem eş-bütünleşme atsayılarının tahmini yapılmatadır. Burada, Mai (01) eş-bütünleşme testi Model 3 den elde edilen ırınım tarihleri, uzun dönem atsayı tahmini için oluşturulan modele dâhil edilmetedir Uzun Dönem Katsayılarının Tahmini Çalışmada, eş-bütünleşme atsayıları Stoc ve Watson (1993) tarafından geliştirilen ve bağımlı değişen ile açılayıcı değişen(ler) arasında eş-bütünleşme ilişisinin varlığını diate alan Dinami En Küçü Kareler (Dynamic Ordinary Least Squares-DOLS) Yöntemi ile tahmin edilmetedir. DOLS yönteminde, En Küçü Kareler (Ordinary Least Squares-OLS) Yöntemi nin tahmincisindei sapma ve içselli sorunlarını giderebilme için, modele açılayıcı değişenlerin düzey değerleriyle birlite, farlarının öncülleri (lead) ve gecimeleri (lag) de elenmetedir. Bağımlı değişenin I(1) olması oşuluyla, açılayıcı değişenlerden bazılarının I(0), bazılarının I(1) olmasına izin vermesi ve üçü örnelemlerde bile ullanılabilmesi yöntemin öne çıan üstünlüleridir. DOLS modeli aşağıdai gibidir: y t = α 0 + α 1 t + α x t + δ i Δx t-i + ε t q i=-q (15) Burada; q, optimum öncülleri ve gecime sayılarını; ε t ise, hata terimini ifade etmetedir. Çalışmada tahmin edilen modele ilişin DOLS yöntemi ile elde edilen ve Tablo 3 de verilen uzun dönem atsayılarına göre; büyüme ile ar-ge yatırımları arasında anlamlı bir eş-bütünleşme ilişisi bulunmamatadır. Benzer bulgu, büyüme ile ârlılı için de geçerlidir. Buna arşın, ar-ge yatırımlarıyla dolaylı da olsa etileşimde olan maddi olmayan duran varlılar ile büyüme arasında anlamlı bir eş-bütünleşme ilişisi bulunmata olup, söz onusu değişenin büyümeyi istatistisel olara anlamlı ve pozitif yönde etilediği görülmetedir. Modelin büyümeyi istatistisel olara anlamlı ve pozitif yönde etileyen diğer değişeni ise, faaliyet nait aımlarıdır. Mai (01) eş-bütünleşme testinden elde edilen ve uzun dönem atsayı tahmini için oluşturulan modele dâhil edilen ırınım tarihlerinden 1994.Q3 ile 1999.Q nin, Tablo 3 dei ampiri sonuçlarla da uyumlu olduğu görülmetedir. 5. Sonuç ve Öneriler Bilindiği üzere, bazı firmalar satışlarını artırara büyüme ve bu sayede faaliyetlerini devam ettirebilme (hayatta alabilme) için ar-ge yatırımları yapmatadır. Anca, bu tür yatırım ararlarının alınmasında iilemler yaşanabilmetedir. Firmaların birçoğu ar-ge yatırımlarını önemsemeyip bunları ertelemete ien; bazıları bu yatırımları daha iyi bir pazar onumu elde etme için fırsat olara görmete, bu nedenle de yüse tutarlarda ar-ge yatırımı yapmatadır (Alchian, 1950). Burada irdelenmesi gereen soru, bu ii arardan hangisinin doğru olduğu ya da gerçeten de tüm firmalar ya da setörler için geçerli ve te bir doğru ararın olup olmadığıdır. Ar-ge yatırımlarının büyüme üzerindei etisinin ele alındığı bu çalışmadan elde edilen ampiri bulguların yuarıda belirtilen sorunun cevaplanmasına bir nebze de olsa yardımcı olması belenmetedir. Çalışmanın bulguları, ar-ge yatırımlarının, hisse senetleri Borsa İstanbul da işlem gören imalat firmalarının oluşturduğu setörün büyümesi üzerinde istatistisel olara anlamlı etisinin olmadığını göstermetedir. Bunun temel nedenini, Türiye dei ar-ge yatırımlarının ço düşü olmasına bağlama mümündür. Konuya ilişin Türiye İstatisti Kurumu (TÜİK) verileri incelendiğinde, gayri safi yurtiçi ar-ge harcaması\gayri safi yurtiçi hâsıla oranının 001 yılında %0,54 ien, 014 yılında anca %1,01 e yüseldiği görülmetedir. Söz onusu dönemde oranın ortalaması %0,7 dir. Ayrıca, ar-ge yatırımlarının önemli ısmı yüseöğretimde gerçeleştirilmete olup, ticari ar-ge yatırımının oranı belirtilen orandan ço daha düşütür. Çalışmanın, doğrudan olmasa da ar-ge yatırımları ile ilişili bir diğer bulgusu ise, bu yatırımlardan ısmen etilenen maddi olmayan duran varlıların, büyümeyi istatistisel olara anlamlı ve pozitif yönde etilediğidir. Bu sonucu; patentler, telif haları, ticari sırlar, yazılımlar, şerefiye ve insan sermayesi gibi unsurları içeren maddi olmayan duran varlıların, özellile ar-ge yatırımlarının yansıması olara görülmesi ile ilişilendirme mümündür (Cohen, 005). Çalışmanın ar-ge bağlamındai bulgularının, genel anı ve belentilerle ve ayrıca büyüme olgusunun yenilileri, tenoloji reabet ile tenoloji ilerlemeyi göz ardı edere incelenemeyeceğini ve yenililerin ve tenoloji ilerlemenin büyümenin tetileyicisi olduğunu savunan Schumpeter Büyüme Modeli ile -doğrudan olmasa daçeliştiği görülmetedir. Anca, onuya ilişin literatür incelendiğinde, ar-ge yatırımlarının büyüme üzerindei etilerinin firmasal ve setörel arateristilere göre farlılılar gösterebildiği bilinmetedir [Bz. Del Monte ve Papagni (003); Lee (009)]. Büyüme ve hayatta alma güdüsü açısından ele alındığında, ar-ge faaliyetleri yalnızca bazı firma türleri ve setörler için hayati derecede önem arz etmetedir. Nispeten 58

7 tenoloji-yoğun setörlerde ar-ge yatırımları büyümeyi pozitif yönde etileren (Chan vd., 1990; Zantout ve Tsetseos, 1994; Banbury ve Mitchell, 1995; Schreyer, 000; Del Monte ve Papagni, 003; Yang and Huang, 005; Yang and Lin, 007); -çalışmanın örneleminde olduğu gibi- tenoloji altyapısı yeterince gelişmemiş imalat-yoğun setörlerde söz onusu eti negatif yönlü olabilmetedir (Thwaites, 198; Austin, 1993; Leo ve Steiner, 1995; Cosh vd., 1996; Waelin, 1996; Roper, 1997; Tether ve Massini, 1998). Bu nedenle de özellile tenoloji açıdan yeterince gelişmemiş imalat-yoğun setörlerde ar-ge yatırımı ararları alınıren daha diatli davranılmalıdır. Çalışmada, faaliyet nait aımı büyümeyi istatistisel olara anlamlı ve pozitif yönde etileyen diğer açılayıcı değişendir. Büyüme ve nait aımı arasındai ilişiyi Jensen (1986) in serbest nait aımı hipotezi çerçevesinde ele alma mümündür. Burada; serbest nait aımı ile astedilen; mevcut varlıları elde tutma ve planlanan yeni yatırımları finanse edebilme için ihtiyaç duyulan nait aımının ötesindei (yani, fazlalı halindei) nait aımıdır (Richardson, 006). Jensen (1986) e göre, serbest nait aımlarının aşırılığı, firma yöneticilerinin endi çıarlarını ön planda tutara, hissedarların çıarlarını göz ardı etmelerine neden olabilmetedir. Yöneticiler nait fazlalılarını âr payı ödemeleri şelinde değerlendirme yerine, âtıl (geresiz) yatırımlara yönlendirmeyi tercih edebilmetedir. Bu nedenle, nait fazlalığı olan firmalarda ar-ge yatırımlarına ilişin temsil maliyetleri nispeten yüse olabilmete (Fairfield vd., 003; Titman vd., 004) ve büyüme negatif yönde etilenebilmetedir. Anca, bu çalışmada modele dâhil edilen nait aımı değişeni serbest nait aımı değil, faaliyet nait aımının atif toplamına bölünere düzgenlenmiş (normalize edilmiş) halidir. Nait aımı değişeninin belirtilen biçimde çalışmanın modeline dâhil edilmesi, büyüme ile serbest nait aımı hipotezi arasındai ilişinin asi yönünde bir bulgunun ortaya çımasına neden olmatadır. Bu bulgu, Brush vd. (000) nin bulgularıyla da örtüşmetedir. Ar-ge yatırımları ve büyüme onulu çalışmalarda, veri seti apsamında firmasal ya da setörel arateristilerin birbirinden ayrıştırılması, analizlerin ve değerlendirmelerin bu ayrıştırma diate alınara yapılması olduça önemlidir. Setörel farlılıların diate alınmaması yöneticilerin yanlış çıarımlarda bulunara, hatalı yatırım ararları almalarına neden olabilmetedir. Türiye onulu gelecetei çalışmalarda tenoloji-yoğun setörler de örneleme dâhil edilere, arşılaştırmalı sonuçlar elde edilebilir. Ar-ge yatırımları bağlamında genel belenti, bu yatırımların ârlılı artışına, buna bağlı olara da büyümeye neden olacağı şelindedir. Anca, tenoloji yenililerin yapıları itibariyle belirsizli içermelerinden dolayı, ar-ge giderlerinin ar-ge yatırımlarına dönüştürülmesi her zaman mümün olmamatadır. Bu ve bu onudai çalışmaların birçoğunda tenoloji ya da yeniliçi yatırımlar, te bir değişene indirgenere yalnızca ar-ge yatırımları şelinde ele alınmatadır. Bundan aynalanan yanlı (biased) çıarımları engelleme için, gelecetei çalışmalarda onuya ilişin farlı değişenlerin ullanılması önerilebilir. Lanjouw ve Schanerman (004) ile Coad ve Rao (008) tarafından ortaya atılan yeniliçili göstergeleri bunlara örne gösterilebilir. Kaynaça Adjaoud, F., Zeghal, D., Andaleeb, S. (007). The effect of board s quality on performance: a study of Canadian firms. Journal Compilation, 15, Alchian, A. (1950). Uncertainty, evolution, and economic theory. The Journal of Political Economy, 58, Al-Manaseer, M.F.A., Al-Hindawi, R.M., Al-Dahiyat, M.A., Sartawi, I.I. (01). The impact of corporate governance on the performance of Jordanian bans. European Journal of Scientific Research, 67, Ardishvili, A., Cardozo, S., Harmon, S., Vadaath, S. (1998). Towards a theory of new venture growth. In 18 th Babson College-Kauffman Foundation Entrepreneurship Research, Ghent, Belgium. Austin, D.H. (1993). An event-study approach to measuring innovative output: the case of biotechnology. American Economic Review, 83(), Banbury, C., Mitchell, W. (1995). The effect of introducing important incremental innovations on maret share and business survival. Strategic Management Journal, 16, Barham, R., Gudgin, G., Hart, M., Hanvey, E. (1996). The determinants of small firm growth, Jessica Kingsley, London. Bauer, R.E., Eichholtz, P., Ko, N. (009). Real estate corporate governance and performance: the REIT effect. Financial Management, 0, 1-9. Baum, J.R., Loce, E.A. (004). The relationship of entrepreneurial traits, sill, and motivation to subsequent venture growth. Journal of Applied Psychology, 89, Baum, J.R., Wally, S. (003). Strategic decision speed and firm performance. Strategic Management Journal, 4, Betaş, E., Kayma, T. (009). Governance mechanisms and ownership in an emerging 59

8 maret: the case of Turish bans. Emerging Marets Finance and Trade, 45, 0-3. Bottazzi, G., Dosi, G., Jacoby, N., Secchi, A., Tamagni, F. (010). Corporate performances and maret selection: some comparative evidence. Industrial and Corporate Change, 19, Bottazzi, G., Dosi, G., Lippi, M., Pammolli, F., Riccaboni, M. (001). Innovation and corporate growth in the evolution of the drug industry. International Journal of Industrial Organization, 19, Bottazzi, G., Secchi, A. (003). Common properties and sectorial specificities in the dynamics of U.S. manufacturing companies. Review of Industrial Organization, 19, Brush, T., Bromiley, P., Hendricx, M. (000). The free cash flow hypothesis for sales growth and firm performance. Strategic Management Journal, 18, Capon, N., Farley, J.U., Hoenig, S. (1990). Determinants of financial performance: a metaanalysis. Management Science, 36, Carden, S.D. (005). What global executives thin about growth and ris. McKinsey Quarterly,, Carrioni-i-Silvestre, J.L., Kim, D., Perron, P. (009). GLS-based unit root tests with multiple structural breas under both the null and the alternative hypothesis. Econometric Theory, 5, Carrioni-i-Silvestre, J.L., Sanso, A. (006). Testing the null of cointegration with structural breas. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 68, Chan, S.H., Martin, J., Kensinger, J. (1990). Corporate research and development expenditures and share value. Journal of Financial Economics, 6, Cho, D., Kim, J. (007). Outside directors, ownership structure and firm profitability in Korea. Corporate Governance, 15, Coad, A. (009). The Growth of Firms: A Survey of Theories and Empirical Evidence. Edward Elgar Publishing, Cheltenham, UK. Coad, A. (010). Exploring the processes of firm growth: evidence from a vector autoregression. Industrial and Corporate Change, 19, Coad, A., Rao, R. (008). Innovation and firm growth in high-tech sectors: a quantile regression approach. Research Policy, 37, Cohen, J. (005). Intangible Assets: Valuation and Economic Benefit. John Wiley and Sons, Inc. Publications, New Jersey. Cosh, A., Hughes, A., Wood, E. (1996). Innovation in the UK SMEs: causes and consequences. ESRC, Center for Business Researches, University of Cambridge, Mimeo. Damodaran, A. (001). Corporate Finance: Theory and Practice. John Wiley & Sons, Inc., New Yor. Davidsson, P. (1991). Continued entrepreneurship: ability, need, and opportunity as determinants of small firm growth. Journal of Business Venturing, 6, Davidsson, P., Delmar, F. (006). High growth firms and their contribution to employment: the case of Sweden In P. Davidsson, F. Delmar and J. Wilund (Eds.), Entrepreneurship and the growth of firms, MPG Boos Ltd., Bodmin, Cornwall, De Jong, J., Freel, M. (010). Absorptive capacity and the reach of collaboration in high-technology small firms. Research Policy, 39, Del Monte, A., Papagni, E. (003). R&D and the growth of firms: an empirical analysis of a panel of Italian firms. Research Policy, 3, Delmar, F. (1997). Measuring growth: methodological considerations and empirical results. In R. Doncels and A. Miettinen (Eds.), Entrepreneurship and SME Research: On its Way to the Next Millennium, , Broofield, Ashgate, Aldershot, UK. Dess, G.G., Beard, D.W. (1984). Dimensions of organizational tas environments. Administrative Science Quarterly, 9, Dicey, D.A., Fuller, W.A. (1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of American Statistical Association, 74, Donaldson, G. (1961). Corporate debt capacity: a study of corporate debt policy and the determination of corporate debt capacity. Division of Research, Harvard School of Business Administration, Boston. Douas, J., Switzer, J. (199). The stoc maret s valuation of R&D spending and maret concentration. Journal of Economics and Business, 44, Douma, S., George, R., Kabir, R. (006). Foreign and domestic ownership, business groups, and firm performance: evidence from a large emerging 60

9 maret. Strategic Management Journal, 7, Elliot, G., Rothenberg, T.J., Stoc, J.H. (1996). Efficient tests for an autoregressive time series with a unit root. Econometrica, 64, Fairfield, P., Whisenant, J., Yohn, T. (003). Accrued earnings and growth: implications for future profitability and maret mispricing. Accounting Review, 78, Fal, M. (01). Quintile estimates of the impact of R&D intensity on firm performance. Small Business Economics, 39, Filatotchev, I., Isachenova, N., Miciewicz, T. (007). Corporate governance, managers independence, exporting and the performance of firms in transition economies. Emerging Marets Finance and Trade, 43, Firth, M., Fung, P.M.Y., Rui, O.M. (006). Firm performance, governance structure, and top management turnover in a transitional economy. Journal of Management Studies, 43, Garcia-Manjon, J.V., Romero-Merino, M.E. (01). Research, development, and firm growth: empirical evidence from European top R&D spending firms. Research Policy, 41, Geletanycz, M.A., Boyd, B.K. (011). CEO outside directorships and firm performance: a reconciliation of agency and embeddedness views. Academy of Management Journal, 54, Gerosi, P.A. (1995). What do we now about entry?. International Journal of Industrial Organization, 13, Gerosi, P.A. (005). Understanding the implications of empirical wor on corporate growth rates. Managerial and Decision Economics, 6, Gibrat, R. (1931). Les inégalités economiques applications: aux inégalités des richesses, a la concentration des entreprises, aux populations des villes, aux statistiques des familles, etc., d une Loi Nouvelles, La Loi de l Effet Proportionnel, Libraire du Recueil Sirey, Paris. Gregory, A.W., Hansen, B.E. (1996). Test for cointegration in models with regime and trend shifts. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 58, (1996). Hatemi-J, A. (008). Tests for cointegration with two unnown regime shifts with an application to financial maret integration. Empirical Economics, 35, Hay, M., Kamshad, K. (1994). Small firm growth: intentions, Implementation and Impediments. Business Strategy Review, 5, Herri, H. (011). Firm s performance and top management characteristics in Indonesia. International Business and Economics Research Journal, 10, 15-. Hoy, F., McDougall, P.P., Souza, D.E. (199). Strategies and environments of high growth firms. In D. L. Sexton and J.D. Kasarda (Eds.), The State of the Art of Entrepreneurship, , PWS- Kent Publishing, Boston. Jana, R. (001). Is innovation too costly in hard times?. Bloomberg Businesswee, October 10 th. Jensen, M. (1986). Agency costs of free cash flow, corporate finance and taeovers. American Economic Review, 76, Kafouros, M.I., Wang, C. (008). The role of time in assessing the economic effects of R&D, Industry and Innovation, 15, Karaca, S.S., Eşi, İ.H. (01). The relationship between ownership structure and firm performance: an empirical analysis over Istanbul Stoc Exchange (ISE) listed companies. International Business Research, Lanjouw, J., Schanerman, M. (004). Patent quality and research productivity: measuring innovation with multiple indicators. Economic Journal, 114, Lee, C.Y. (009). Competition favors the prepared firm: firms R&D responses to competitive maret pressure, Research Policy, 38, Lee, J., Strazicich, M.C. (003). Minimum Lagrange multiplier unit root test with two structural breas. The Review of Economics and Statistics, 85, Leng, A.C.A. (004). The impact of corporate governance practices on firms financial performance: evidence from Malaysia companies. ASEAN Economic Bulletin, 1, Leo, H., Steiner, V. (1995). Technological Innovation and Employment at the Firm Level. WIFO, Austrian Institute of Economic Research, Vienna. Liang, L., Zhang, H. (005). An empirical study on the R&D inputs performance of high-tech enterprises. Journal of Central South University: Social Science,, Lin, Y., Liao, Y., Chan, K. (011). Firm performance, corporate governance and executive compensation in high-tech businesses. Total Quality 61

10 Management and Business Excellence,, Liu, W.C., Hsu, C.M. (006). Financial structure, corporate finance and growth of Taiwan s manufacturing firms. Review of Pasific Basin Financial Marets and Policies, 9, Luan, C., Tang, M. (007). Where is independent director efficacy?. Corporate Governance, 15, Lumsdaine, R.L., Papell, D.H. (1997). Multiple trend breas and the unit root hypothesis. The Review of Economics and Statistics, 79, Mai, D. (01). Tests for cointegration allowing for an unnown number of breas. Economic Modelling, 9, Mandacı, P.E., Gümüş, G.E. (010). Ownership concentration, managerial ownership and firm performance: evidence from Turey. South East European Journal of Economics and Business, 5, Marman, G.D., Gartner, W.B. (00). Is extraordinary growth profitable? a study of Inc. 500 high growth companies. Entrepreneurship Theory and Practice, 7, Muravyev, A., Talavera, O., Bily, O., Grechaniu, B. (010). Is corporate governance effective in Uraine?. Eastern European Economics, 48, 5-4. Myers, S.C. (1984). The capital structure puzzle. Journal of Finance, 39, Myers, S.C., Majluf, N.S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics, 13, Ng, S., Perron, P. (001). Lag length selection and the construction of unit root tests with good size and power. Econometrica, 69, Obiyo, O.C., Lenee, L.T. (011). Corporate governance and firm performance in Nigeria. International Journal of Exclusive Management Research, 1, 1-1. Oliviera, B., Fortunato, A. (006). Testing Gibrat s law: empirical evidence from a panel of Portuguese manufacturing firms. International Journal of the Economics of Business, 13, Pagano, P., Schivardi, F. (003). Firm size distribution and growth. Scandinavian Journal of Economics, 105, Pandya, H. (011). Corporate governance structures and financial performance of selected Indian bans. Journal of Management and Public Policy,, 4-. Perron, P. (1989). The Great Crash, the oil price shoc, and the unit root hypothesis. Econometrica, 57, Perron, P. (1997). Further evidence on breaing trend functions in macroeconomic variables. Journal of Econometrics, 80, Perron, P., Ng, S. (1998). An autoregressive spectral density estimator at frequency zero for nonstationarity tests. Econometric Theory, 14, Perron, P., Qu, Z. (007). A simple modification to improve the finite sample properties of Ng and Perron s unit root sets. Economics Letters, 94, Perron, P., Rodriguez, R. (003). GLS detrending efficient unit root tests and structural change. Journal of Econometrics, 115, 1-7. Phillips, P., Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series regression. Biometrica, 75, Rao, J., Yu, Y., Cao, Y. (013). The effect that R&D has on company performance: comparative analysis based on listed companies of technique intensive industry in China and Japan. International Journal of Education and Research, 1, 1-8. Ravenscraft, D., Scherer, F.M. (198). The lag of structure of economic returns to research and development. Applied Economics, 14, Richardson, S. (006). Over-investment of free cash flow. Review of Accounting Studies, 11, Robson, P.J.A., Bennett, R.J. (000). SME growth: the relationship with business advice and external collaboration. Small Business Economics, 15, Roper, S. (1997). Product innovation and small business growth: a comparison of the strategies of German, UK, and Irish companies. Small Business Economics, 9, Schreyer, P. (000). High growth firms and employment. STI Woring Papers, OECD, Paris. Singh, D.A., Gaur, A.S. (009). Business group affiliation, firm governance, and firm performance: evidence from China and India. Corporate Governance: An International Review, 17, Stoc, J.H., Watson, M.W. (1993). A simple estimator of cointegrating vectors in high order integrating 6

11 vectors in high order integrated systems. Econometrica, 61, Sundaram, A.K., John, T.A., John, K. (1996). An empirical analysis of strategic competition and firm values: the case of R&D competition. Journal of Financial Economics, 40, Sutton, J. (1997). Gibrat s legacy. Journal of Economic Literature, 35, Szewczy, S.H., Tsetseos, G.P., Zantout, Z. (1996). The valuation of corporate R&D expenditures: evidence from investment opportunities and free cash flow. Financial Management, 5, Tether, B.S., Massini, S. (1998). Employment creation in small technological and design innovators in the UK during the 1980s. Small Business Economics, 11, Thwaites, A. (198). Some evidence of regional variations in the introduction and diffusion of industrial products and processes within British manufacturing. Regional Studies, 16, Titman, S., Wei, K., Xie, F. (004). Capital investments and stoc returns. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 39, Tsai, C-F., Lu, Y-H., Yen, D.C. (01). Determinants of intangible assets value: the data mining approach. Knowledge-Based Systems, 31, Waelin, K. (1996). Innovation and Export Behaviour at the Firm Level. National Institute of Economic and Social Research, Discussion Paper No. 94. Wei, G. (007). Ownership structure, corporate governance and company performance in China. Asia Pacific Business Review, 13, Weinzimmer, L.G., Nystrom, P.C., Freeman, J.S. (1998). Measuring organizational growth: issues, consequences and guidelines. Journal of Management, 4, Westerlund, J., Edgerton, D. (007). A panel bootstrap cointegration test. Economic Letters, 97, Woolridge, J.R. (1988). Competitive decline and corporate restructuring: is a myopic stoc maret to blame?. Journal of Applied Corporate Finance, 1, Yang, C-H., Huang, C-H. (005). R&D, size and firm growth in Taiwan s electronics industry. Small Business Economics, 5, Yang, C-H., Lin, C-H. (007). Developing employment effects of innovations: micro-econometric evidence from Taiwan. The Developing Economies, 46, Yu, H.C., Chen, C.S., Hsieh, D.T. (010). Keiretsu style main ban relationships, R&D investment, leverage, and firm value, quintile regression approach. In C-F. Lee, A.C. Lee and J. Lee (Eds.), Handboo of quantitative finance and ris management, Part IV, Springer, New Yor, Zantout, Z., Tsetseos, G. (1994). The wealth effects of announcements of R&D expenditure increase. Journal of Financial Research, 17, Zhao, X., Wang, K. Sun, H. (01). The hysteresis that R&D investment has on performance of Chinese listed companies: based on the empirical analysis of two-way fixed effect model. Modern Management Science, Zivot, E., Andrews, D. (199). Further evidence on the Great Crash, the oil price shoc, and the unit root hypothesis. Journal of Business Economic Statistics, 10,

12 Tablo 1: Carrioni-i-Silvestre vd. (009) Birim Kö Testi Sonuçları Test İstatistileri Değişenler GLS GLS P T MZ MSB GLS GLS GLS MZ t MP T Kırınım Tarihleri BÜYÜME 3,07 0,54-19,536 0,159-3, Q1/1998.Q/00.Q3/ (8,410) (8,410) (-46,065) (0,103) (-4,810) 004.Q4/010.Q4 BÜYÜME 3,354**,681** -34,695** 0,119** -4,155** (5,543) (5,543) (-17,35) (0,168) (-,896) ARGE 11,10 10,53-41,131 0,110-4, Q3/000.Q4/005.Q6/ (9,067) (9,067) (-46,43) (0,103) (-4,809) 007.Q4/010.Q1 ARGE,550**,1** -41,73** 0,110** -4,54** (5,543) (5,543) (-17,35) (0,168) (-,896) MODV 14,534 13,556-33,60 0,1-4, Q/1999.Q3/00.Q3/ (9,311) (9,311) (-47,535) (0,10) (-4,86) 004.Q4/009.Q4 MODV,170**,16** -4,01** 0,108** -4,953** (5,543) (5,543) (-17,35) (0,168) (-,896) FNA 17,461 16,176-5,83 0,139-3, Q1/1998.Q/001.Q4/ (8,703) (8,703) (-47,8) (0,101) (-4,859) 005.Q1/008.Q1 FNA,06**,15** -4,436** 0,108** -4,605** (5,543) (5,543) (-17,35) (0,168) (-,896) KÂR 1,393 11,851-35,153 0,119-4, Q/1996.Q3/1999.Q1/ (8,865) (8,865) (-46,086) (0,103) (-4,784) 001.Q4/008.Q KÂR,64**,36** -41,377** 0,109** -4,54** (5,543) (5,543) (-17,35) (0,168) (-,896) Not: Parantez içindei değerler, %5 anlamlılı düzeyinde bootstrap ullanılara elde edilen riti değerlerdir. ** ve, sırasıyla, %5 anlamlılı düzeyindei durağanlığı ve birinci farı ifade etmetedir. Tablo : Mai (01) Eş-Bütünleşme Testi Sonuçları Model Test İstatistiği Kriti Değerler %1 %5 %10 Kırınım Tarihleri Model 0-6,169*** -6,856-6,306-6, Q3/001.Q4/004.Q/006.Q1/011.Q1 Model 1-6,551** -7,053-6,496-6, Q1/1994.Q/004.Q/009.Q/011.Q3 Model -8,96-9,441-8,869-8, Q4/1994.Q3/00.Q3/003.Q4/005.Q Model 3-10,545* -10,081-9,48-9, Q3/1996.Q1/1999.Q/000.Q3/004.Q3 Not: *, %1; **, %5 ve ***, %10 anlamlılı düzeyini temsil etmetedir. Tablo 3: DOLS Uzun Dönem Katsayıları Değişenler Katsayı t-istatistiği Olasılı ARGE -11,591-0,487 0,68 MODV -0,156* -,940 0,005 FNA 0,169**,446 0,019 KÂR,131 1,16 0,67 d1-1,667* -3,001 0,004 d 1,8 1,686 0,100 d3-3,930* -4,615 0,000 d4-0,181-0,36 0,746 d5 0,51 0,878 0,385 C -0,4176-0,761 0,451 R : 0,94; D-W: 1,63 Not: *, %1 ve **, %5 anlamlılı düzeyini temsil etmetedir. 64