Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi

YÖNET M VE EKONOM Y l:2003 Cilt:10 Say :1 Celal Bayar Üniversitesi..B.F. MAN SA Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi Ara. Gör. Murat ÖZCAN Gebze leri Teknoloji Enstitüsü, letme Fakültesi, GEBZE Ara. Gör. Rahmi YÜCEL Gebze leri Teknoloji Enstitüsü, letme Fakültesi, GEBZE ÖZET Ortalama ya da anormal getirilerin büyük firmalara oranla küçük firmalar için daha büyük oldu unu ortaya koyan deneysel kan tlar, firma büyüklük etkisi olarak bilinir. lk olarak Banz (1981) ve Reinganum (1981) taraf ndan ortaya at lan bu etki, yaln z Amerikan sermaye piyasas nda de il, dünyan n di er menkul k ymet piyasalar nda da geçerli olan bir etkidir. Bununla birlikte son y llarda yap lan ara t rmalardan elde edilen yeni bulgular, firma büyüklü ü etkisinin tüm dönemlerde ortaya ç kmayabilece ini göstermektedir. Bu nedenle çal mam z n temel amac, test dönemleri k sald kça anormal getiri davran n n önemli oranda de i kenlik gösterdi i hipotezini test etmek ve bu etkinin sektörlere göre farkl la p farkl la mad n ortaya koymakt r. MKB de 1988-2001 döneminde ayl k anormal getirilere dayal olarak yap lan analizden elde edilen bulgular, 1988-2001 dönemini içeren on dört ve yedi y ll k dönemlerde etkinin bulundu unu, ancak süreklili inin olmad n göstermektedir. Ayr ca y l ve ay gibi k sa zaman aral klar nda, anormal getiri davran n n de i ti i, ço u ay ve y llarda anormal getirilerde firma büyüklük etkisinin bulunmad, buna kar n baz y l ve aylarda ise güçlü bir ekilde ortaya ç kt gözlemlenmi tir. Özellikle ekonomik ve siyasi krizin ya and dönemler olan 1993-1994 ile 2000-2001 aras nda büyüklük etkisinin oldukça güçlü oldu u ve sektörel farkl l klar bulunmakla birlikte etkinin daha çok imalat sanayinde görüldü ü sonucuna ula lm t r. Anahtar Kelimeler: Firma Büyüklü ü, Anormal Getiri The Firm Size Effect on Abnormal Returns ABSTRACT The empirical evidences, which prove that average or abnormal return for small companies is more than big companies, are known as firm size effect. The effect claimed by Banz (1981) and Reinganum (1981) is valid not only in American capital market but also in other capital markets in the world. However, the new findings that have been obtained from research in recent years, show that firm size effect may not appear in all periods. Accordingly, the main goal of this study is to test the hypothesis being that abnormal return behavior shows considerable variability and to determine whether this effect changes in according to sectors while the test periods become shorter. The findings, obtained from analysis which was based on monthly abnormal return in the period 1988-2001 in IMKB, shows that the effect exists in fourteen-year-period and seven-year period including in the period 1988-2001 but that the effect s continuity doesn t exist. Moreover, it was found that abnormal return behavior would change in short periods like month and year, and that firm size effect wouldn t affect abnormal return in most of the years and the months. On the other hand, firm size effect exists sometimes. Especially in the period of economic and political crisis (1993-1994 and 2000-2001), it was concluded that the firm size effect had been powerful and that the effect had been viewed mostly in manufacturing sectors, nonetheless the there had been differences between sectors Keywords: Firm Size, Abnormal Return 1. G R Amerikan menkul k ymet piyasalar nda ilk olarak Banz (1981) ve Reinganum (1981) taraf ndan ortaya at lan firma büyüklü ü etkisi, literatürde

M. Özcan-R. Yücel / Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi küçük firmalar n hisse senetlerinin büyük firmalar n hisse senetlerine oranla, normalin üzerinde getiri sa lamas durumunu ifade etmek amac yla kullan lmaktad r.bu konuyla da ilgili olarak çok say da akademik çal ma yay nlanm t r. Bu etki, yaln z Amerikan Sermaye Piyasalar nda de il ayn zamanda dünyan n bir çok menkul k ymet piyasalar nda görülen bir anormallik davran niteli indedir. Fama ve French (1992,1996,1998) çok say daki menkul k ymet piyasas nda; Chan, Hamao ve Lakonishkok (1992), Japon; Berges, McConnell, ve Schlarbaum (1982) ile Elfakani, Lockwood ve Zaher (1998) Kanada; Herrera ve Lockwood (1994) Meksika; Wong (1989) Singapur; Özer (1996) ile Özer ve Özcan (2000) ise Türk menkul k ymetler piyasas nda, ortalama ve anormal getiriler için büyüklük etkisinin geçerli oldu unu ortaya koyan çal malar yapm lard r. Bu çal malar, firmalar n piyasa de eri artt kça getirilerinin azald n, tam tersine piyasa de eri azald kça, getirilerin artt n ; yani, firma büyüklü ü (firm size) ile hisse senetlerinin ortalama getirileri aras nda z t yönlü bir ili ki bulundu unu ortaya koyan çal malard r. Bununla birlikte son on y l içinde yap lm olan baz ara t rmalarda, büyüklük etkisinin tüm dönemlerde ortaya ç kmad ve de i kenlik gösterdi i yönünde bulgular sunulmaktad r. Reinganum (1992), küçük piyasa de erli firma portföylerinin büyük piyasa de erli firma portföylerinden daha yüksek bir performans gösterdi ini, ancak bu getiri davran n n de i ken ve zaman zaman da etkiye z t sonuçlar ortaya koyma e iliminde oldu unu ifade etmektedir. Bhardwaj ve Brooks (1993) 1926-1988 tarihleri aras nda bo a ve ay piyasalar nda büyüklük etkisini incelemi ve küçük firmalar n hisse senetlerinin büyük firmalar n hisse senetlerinden daha fazla getiri sa lad yönünde literatürde bir çok ara t rma ile desteklenen etkiye z t bulgulara ula m t r. Ibbotson ve Sinquefeld (1995), küçük firma getirilerinin, 1981-1990 dönemine oranla 1971-1980 döneminde daha yüksek oldu unu göstermi tir. Kim ve Burnie (2002) ise, ekonomik ko ullardaki birbirine z t de i meler kar s nda firma büyüklük etkisinin varl n ara t rd çal mas nda, geni leme dönemlerinde güçlü bir büyüklük etkisinin bulundu unu, ancak ekonominin darald dönemlerde büyüklük etkisinin ortadan kalkt n raporlamaktad rlar. Yukar daki ara t rmalar, firma büyüklük etkisinin baz durumlarda ve baz zaman aral klar nda ortaya ç kmayabilece ini, süreklilik arz etmeyebilece ini ya da de i kenlik gösterebilece ini ortaya koymaktad r. Bu çerçevede çal man n temel amac, test dönemleri k sald kça anormal getiri davran n n önemli oranda de i kenlik gösterdi i hipotezini test etmek ve bu etkinin sektörlere göre farkl la p farkl la mad n ortaya koymakt r. Bu çerçevede, MKB da 1988-2001 döneminde i lem gören hisse senetlerine ait 26.375 ayl k gözlem kullan larak yap lan analizlerde, 1988-2001 y llar n kapsayan uzun zaman aral nda anormal getirilerde güçlü bir firma büyüklük etkisi bulundu u, bununla birlikte 1988-1994 ve 1995-2001 y llar n kapsayan alt portföylerde etkinin süreklilik arz etmedi i, test dönemleri k sald kça anormal getiri davran n n önemli oranda de i kenlik gösterdi i ve ekonomik 104

Yönetim ve Ekonomi 10/1 (2003) 103-115 kriz ya anan dönemlerde ve imalat sanayi sektöründe etkinin güçlü bir ekilde ortaya ç kt sonucuna ula lm t r. 2. VER VE YÖNTEM A. Veri Ara t rmam zda kullan lan 1988-2001 y llar na ait kapan fiyatlar, ayl k getiriler, endeks de erine ait veriler ve firmalar n finansal tablolar, MKB E itim Müdürlü ü nden bilgisayar ortam nda ve MKB irket yay nlar ndan elde edilmi tir. ABD Dolar sat kurlar verisi ise, TCMB web sitesinden temin edilmi tir. Yukar daki kaynaklardan ham olarak elde edilen veri, Microsoft Excel program nda i lendikten sonra, 1988-2001 tarihleri aras nda i lem görmü firmalar n hisse senetlerine ait getiri, ayl k endeks getirileri, anormal getiriler ve piyasa de erine ait gözlemler, örnek seçimine dahil edilmi tir. Bu yolla belirlenen ana kütleden, a a daki seçim ve eleme kriterleri kullan larak, ara t rman n örneklemi belirlenmi tir. 1.Ay sonu kapan fiyatlar na, 2.Geçici ve y ll k mali tablolar ile sermaye art r m bilgilerine ula lamayan ve 3. flas, birle me veya ba ka nedenle MKB den kayd silinen firmalara ait gözlemler ile 4.Analizlerin gerçekle tirilmesi s ras nda anormal seyir izledi i sonucuna ula lan gözlemler örnekten ç kart lm t r. Yukar da ifade edilen tüm seçim ve eleme kriterlerinin uygulanmas sonucunda 1988-2001 dönemi için elde edilen toplam 26.375 adet ayl k gözlem, çal man n örneklemini olu turmaktad r. B. Yöntem Çal mada kullan lacak hipotez ve test yöntemleri ile de i ken belirleme usul ve prosedürleri a a daki ekildedir. 1. Hipotez ve Test Yöntemleri Ara t rmada toplam 3 adet hipotez test edilecektir. Parametrelerin ve aç klanan varyanslar n anlaml l n n s nanmas nda çift tarafl testler kullan lacakt r. S f r hipotezinin ret s n r % 5 anlaml l k düzeyi ve alt ndaki alan olarak belirlenmi tir. Test edilecek bu hipotezler, temel dayanaklar n n yan s ra analizler s ras nda kullan lacak test yöntem ve modelleriyle birlikte a a da aç klanm t r. a. Firma Büyüklü ü ve Büyüklük Portföyleri Aras ndaki Farkl l k Literatürde çok say daki ara t rmada kan tlanan ortalama getirilerle firma büyüklü ü aras nda z t yönlü ili ki, anormal ayl k getiriler ile firma büyüklü ü aras nda da bulunmaktad r. 105

M. Özcan-R. Yücel / Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi H 1A : Firma büyüklü ü ile hisse senetlerinin ortalama anormal ayl k getirileri aras nda z t yönü bir ili ki bulunmaktad r. MKB de 1988-2001 döneminde firmalar n ayl k anormal getirileri ile firma büyüklük de i keni aras ndaki ili kinin analiz edilmesi s ras nda kullan lacak test modeli a a daki gibidir. AHG ijt = 0 + 1 (Ln FB ij-1 ) + e ijt (2.1) AHG ijt = i firmas n n j y l n n t ay ndaki anormal hisse senedi getirisi. FB ij-1 = i firmas n n j y l ndan önceki y l n son günündeki piyasa de eri. Yukar daki hipotezin do al bir sonucu olarak küçük piyasa de erli firmalara ait olan hisse senetlerinin anormal getirilerinin, s ras yla orta ve yüksek piyasa de erli firmalara ait olan hisse senetlerinin anormal getirilerinden farkl ve daha yüksek olmas beklenir. H 1B : Küçük piyasa de erine sahip firmalar n ayl k ortalama anormal hisse senedi getirileri, s ras yla orta ve büyük piyasa de erine sahip firmalar n ayl k anormal hisse senedi getirilerinden farkl ( o 1 2 0) ve daha yüksektir ( o > 1 > 2 ). MKB de 1988-2001 döneminde firma büyüklük portföyleri aras ndaki farkl l ve s ralamay ortaya koymak için ikili kukla (dummy) de i kenleri içeren a a daki test modeli kullan lacakt r. AHG ijt = o + 1 (OF D) + 2 (BF D) + e ijt (2.2) o : Küçük firmalar temsil eden parametre. OF D: (Orta büyüklükteki firmalar ikili de i keni) Orta büyüklükteki firma gözlemleri için 1, di erleri için 0. BF D: (Büyük firmalar için ikili de i ken) Büyük firma gözlemleri için 1, di erleri için 0. b. Etkinin Süreklili i Daha önceki çal malarda Reinganum (1992) ile Ibbotson ve Sinquefeld (1995), firma büyüklü ü etkisinin zamanla de i ime u rad n ortaya koymaktad r. Bu ara t rmac lar n yapt klar çal madan hareketle, test dönemleri k sald kça (on dört ve yedi y l, y l ya da ay gibi) etkinin de i ebilece ini ve baz alt test dönemlerinde büyüklük etkisinin görülmeyebilece i gibi, baz dönemlerde de etkinin ters i leyebilece ini tahmin etmekteyiz.bu durumda test edece imiz hipotez a a daki gibi ifade edilebilir. H 2A : Anormal getirilerde firma büyüklü ü etkisi, test dönemleri küçüldükçe de i kenlik gösterir. H 2 hipotezini test etmek için 1988-2001 dönemi; (1) yedi er y ll k iki alt test dönemine, (2) y ll k test dönemlerine, (3) ayl k test dönemlerine ayr larak firma büyüklük etkisinin süreklili i izlenmi tir. Yedi er y ll k iki alt test dönemindeki analizler için, 2.1 ve 2.2 modelleri, di er y ll k ve ayl k test dönemlerine ait analizler için ise 2.1 nolu test modelleri kullan lm t r. Çal mam zda son olarak anormal getiriler ile firma büyüklü ü aras ndaki ili kinin sektörlere göre de i ti i, ana sektörlerde di er sektörlere oranla daha 106

Yönetim ve Ekonomi 10/1 (2003) 103-115 önemli oldu u varsay m ileri sürülmektedir. Bu çerçevede ilgili sektörel farkl l klar üçüncü alternatif hipotezle ifade edilmektedir. H 3A : Anormal getirilerde firma büyüklü ü etkisi, sektörlere göre de i kenlik gösterir. H 3A hipotezinin test edilmesi s ras nda e itlik 2.1 kullan lm t r. 2. De i kenlerin Tan mlanmas Belirlenen hipotezlerin, yukar daki yöntem ve modeller ile test edilebilmesi için öncelikle, kullan lacak de i kenlerin tan mlanarak ölçülmesi gerekmektedir. a. Firma Büyüklü ü (FB) Anormal hisse senedi getirileri ile firma büyüklü ünün aras nda negatif bir ili kinin olup olmad n inceleyebilmek amac yla kullan lacak olan firma büyüklü ü de i keni, firmalar n hisse senedi say s ile ayl k getirilerin gözlemlenmesinden önceki y l sonu kapan fiyat n n çarp lmas suretiyle elde edilmi tir. Ancak ülkemizdeki yüksek enflasyon nedeniyle bu ekilde yap lan hesaplama, yanl sonuçlara ula mam za yol açaca ndan dolay, firmalar n piyasa de erlerini hesapland tarihte ABD Dolar cinsine çevrilmi tir. Bu artlar alt nda firma büyüklü ü de i keni, a a daki e itlik yoluyla hesaplanm t r. ( Sermayeit NDit ) xkfit 1 FBit DolarKurut FB ij-1 = i firmas n n j y l ndan önceki y l n son i lem günündeki piyasa de eri, ND ijt = i hisse senedinin j y l t ay ndaki nominal de eri, KF ijt-1 = i hisse senedinin j y l nda önceki ay n son i lem günündeki kapan fiyat. Firma büyüklü ü ile ilgili temel istatistikler, tablo 2.1 den izlenebilir. Tablo 2.1: 1988-2001 Döneminde Firma Büyüklü ü (Abd Dolar ) le lgili Temel statistikler De. N Minimum Maksimum Ortalama S.S. 1.Çeyrek Medyan 3.Çeyrek FB 26376 346.727 8.671.645.396 184.727.631 587.920.550 12.178.811 36.536.988 105.339.229 Tablo 2.1 deki 1.çeyrek, medyan ve 3. çeyrek kullan larak firmalar küçük, orta ve büyük olarak üç portföy içerisinde topland nda, portföylerin ortalama ayl k getirilerini 2.2 nolu tablodan izlenebilir. Tablo 2.2: 1988-2001 Döneminde Portföylerinin Ayl k Anormal Getirileri le lgili statistikler Portföyler Minimum Maksimum Ortalama S.S. Medyan Küçük -0,810 5,350 0,0293 0,293-0,007 Orta -0,980 3,090 0,0118 0,244-0,011 Büyük -0820 2,467 0,0121 0,232-0,002 107

M. Özcan-R. Yücel / Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi Yukar daki tablodaki ortalamalardan da görüldü ü gibi, 1988-2001 döneminde küçük piyasa de erli firmalar orta ve büyük piyasa de erli firmalara nazaran daha yüksek anormal getiri sa lamaktad r. b. Hisse senedi Getirisi (HG) Ayl k hisse senedi getirisi a a HF HF HG ijt ijt HF ijt 1 ijt 1 daki e itlik yolu ile hesaplanm t r HG ijt = i hissesinin j y l n n t ay ndaki getirisi, HF ijt = i hissesinin j y l n n t ay ndaki düzeltilmi kapan fiyat HF ijt-1 = i hissesinin j y l n n t-1 ay ndaki düzeltilmi kapan fiyat c. Endeks Getirisi Çal mam zdaki anormal hisse getirisinin (AHG) hesaplanabilmesi için hisse getirisinin yan s ra endeks getirisinin de hesaplanmas gerekecektir. E E EG jt jt E jt 1 jt 1 EG jt = j y l n n t ay na ait endeks getirisi E jt = j y l n n t ay na ait endeks rakam E jt 1 = j y l n n t-1 ay na ait endeks rakam d. Anormal Ayl k Getiri Endeks getirisi hesapland ktan sonra piyasadaki dalgalanmalar n hisse senedi getirilerine do rudan yans d varsay m alt nda anormal hisse senedi getirisi a a daki formülle hesaplanm t r. AHG ijt = HG ijt - EG jt AHG ijt = i hissesinin j y l n n t ay na ait anormal getirisi, HG ijt = i hissesinin j y l n n t ay nda ait getirisi 3. ARA TIRMANIN BULGULARI Ara t rman n hipotezleri ile bunlar n analizi için olu turulmu modellerin test edilmesi sonucu elde edilen bulgular a a daki biçimde ifade edilmi tir. 3.1. Firma Büyüklü ü MKB dan elde edilmi veri kullan larak anormal getirilerde firma büyüklü ünün ortaya koymak amac yla kullan lan 2.1 no lu test modellerinden elde edilen sonuçlar, tablo 3.1 den izlenebilir. 108

Yönetim ve Ekonomi 10/1 (2003) 103-115 Tablo 3.1 1988-2001 Döneminde Anormal Getiri le Firma Büyüklü ü Aras ndaki li ki Parametreler/ N SH 0 (t) 1 (Ln FB) (t) F E itlik 1988-2001 26375 0,2549 0,08547 (5,243*) -0,003960 (- 4,264*) 18,180* * 0,000 düzeyinde anlaml. Yukar daki tabloda görüldü ü gibi hem model hem de parametreler, 0,000 düzeyinde istatistiki olarak anlaml d r. 1 parametresinin i aretinin tahmin edildi i gibi negatif olmas, ortalama anormal hisse senedi getirileri ile firma büyüklü ü aras nda z t yönlü bir ili ki oldu unu ortaya koymaktad r. Bu durumda firma büyüklü ü ile anormal ayl k getiriler aras nda z t yönlü bir ili ki bulundu unu ifade eden H 1A hipotezinin kabul edilmesi gerekecektir. Tablo 3.2: 1988-2001 Döneminde Anormal Getiri ile Büyüklük Portföyleri Aras ndaki li ki Parametreler/ N SH o (t) 2 (t) 3 (t) F Dönemler 1988-2001 26375 0,2548 0,02933 (9,348*) -0,01747 (- 4,546*) -0,01722 (- 3,882*) 11,519* * 0,000 düzeyinde anlaml. Küçük piyasa de erine sahip firmalar n ayl k ortalama anormal hisse senedi getirilerinin, orta ve büyük piyasa de erine sahip firmalar n ayl k ortalama anormal hisse senedi getirilerinden farkl ve daha yüksek oldu unu ifade eden H 1B hipotezinin testinden elde edilen sonuçlar, modelin ve tüm parametrelerinin en az ndan 0,000 düzeyinde istatistiki olarak anlaml oldu unu göstermektedir ( o 1 2 0). Parametre i aretlerinin üzerinde yap lan inceleme, küçük firmalar temsil eden o parametresinin pozitif, di er iki parametrenin ise, negatif oldu unu; orta büyüklükteki firmalar portföyünün küçük firmalar portföyünden istatistiki olarak anlaml bir biçimde daha az kazand rd n, büyük firmalar portföyünün ise, hem küçük hem de orta büyüklükteki firmalar portföyünden önemli derecede daha az kazand rd n ortaya koymaktad r ( o 1 2 0). Bu ko ullar çerçevesinde H 1B hipotezinin kabul edilmesi gerekecektir. 3.2. Dönemsel De i kenlik Anormal getirilerde firma büyüklü ü etkisinin uzun ve k sa test dönemlerinde ortaya ç k p ç kmad n incelemek amac yla 14 y ll k veri önce 1988-1994 ve 1995-2001 olmak üzere iki alt döneme ayr lm, arkas ndan y ll k ve ayl k test dönemlerine göre etkinin varl test edilmeye çal lm t r. Yedi y ll k iki alt döneme ait e itlik sonuçlar tablo 3.3 den izlenebilir. 109

110 M. Özcan-R. Yücel / Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi Tablo 3.3: Yedi er Y ll k ki Test Döneminde Büyüklük Etkisi Parametreler/ N SH 0 (t) 1 (Ln FB) (t) F E itlik 1988-1994 7079 0,2826 0,192-0,00929 21,209* (5,410*) (-4,605*) 1995-2001 19295 0,2436 0,04933 (2,724**) -0,00216 (-2,097***) 4,399*** *0,000, **0,01, ***0,05 düzeyinde anlaml d r. Tablo 3.3 deki sonuçlar, her iki alt test döneminde de, hem modellerin hem de parametrelerinin istatistiki olarak anlaml oldu unu göstermektedir. 1 parametresinin i aretinin negatif olmas her iki dönemde de anormal hisse senedi getirileri ile firma büyüklü ü de i keni aras nda beklendi i gibi z t yönlü bir ili ki oldu unu ortaya koymaktad r. ki yedi y ll k test döneminde ili kide bir de i me olup olmad n belirlemek için yap lan Chow testi, 0,05 düzeyinde iki e itli in parametrelerinin birbirinden farkl oldu unu göstermektedir. Bu durum büyüklük etkisinin 1988-1994 ile 1995-2001 test dönemlerinde önemli oranda de i ti ini ve etkinin süreklili inin olmad n göstermektedir. 1988-1994 ve 1995-2001 dönemlerinde büyüklük portföylerinin getirileri aras nda önemli farkl l klar olup olmad n belirlemek için kullan lan 2.2 nolu e itlikten elde edilen sonuçlar tablo 3.4 de görüldü ü gibidir. Tablo 3.4: Yedi er Y ll k ki Test Döneminde Büyüklük Portföylerindeki Getiri Farl l klar Parametreler/ N SH o (t) 2 (t) 3 (t) F Dönemler 1988-1994 7079 0,2827 0,05251-0,02720-0,03791 9,024* (7,879*) (-3,289**) (-4,099*) 1995-2001 19295 0,2436 0,02063 (5,867*) -0,01334 (-3,110**) -0,00957 (-1,909***) 4,847** *0,000, **0,01, ***0,05 düzeyinde anlaml d r. Küçük piyasa de erine sahip firmalar n ayl k anormal ortalama hisse senedi getirilerinin, orta ve büyük piyasa de erine sahip firmalar n ayl k anormal hisse senedi getirilerinden farkl ve daha yüksek oldu unu ifade eden H 1B hipotezinin iki alt dönem için testinden elde edilen sonuçlar, modelin ve tüm parametrelerinin istatistiki olarak anlaml oldu unu göstermektedir ( o 1 2 0). Her iki test dönemi için modellerin parametre i aretlerini üzerinde yap lan bir inceleme, küçük firmalar temsil eden o parametresinin pozitif, di er iki parametrenin ise, negatif oldu unu; orta büyüklükteki firmalar portföyünün küçük firmalar portföyünden istatistiki olarak anlaml bir biçimde daha az kazand rd n, büyük firmalar portföyünün ise, hem küçük hem de orta büyüklükteki firmalar portföyünden önemli derecede daha az kazand rd n ortaya koymaktad r ( o > 1 > 2). Bu ko ullar çerçevesinde H 1B hipotezininin kabul edilmesi gerekecektir. 1988-2001 döneminde y ll k dönemleri için ay rarak gerçekle tirilen analizlerden elde edilen sonuçlar, tablo 3.5 dan izlenebilir.

Yönetim ve Ekonomi 10/1 (2003) 103-115 Tablo 3.5: Y ll k Test Dönemlerinde Büyüklük Etkisi Parametreler/ N SH b o (t) 1 (Ln FB) (t) F Test Dönemleri 1988 527 0,1759 0,05670-0,00223 0,136 (0,539) (-0,369) 1989 539 0,2813-0,09114 0,00731 0,468 (-0,555) (0,727) 1990 683 0,3507 0,248-0,01420 2,087 (1,421) (-1,445) 1991 1055 0,2490 0,06307-0,00224 0,635 (0,747) (-0,475) 1992 1271 0,2095 0,132-0,00625 3,254 (2,167***) (-1,804) 1993 1403 0,2985 0,284-0,01323 8,037** (3,580*) (-2,835**) 1994 1595 0,3304 0,303-0,01493 7,618** (3,050**) (-2,760**) 1995 1871 0,2266 0,09026-0,00421 1,296 (1,381) (-1,138) 1996 2183 0,02286 0,06844-0,00314 0,331 (1,211) (-0,972) 1997 2483 0,2310-0,05919 0,00286 0,872 (-1,098) (0,934) 1998 2843 0,02104 0,08470-0,00402 2,756 (1,967***) (-1,660) 1999 3071 02556-0,180 0,01052 13,771* (-3,710*) (3,711*) 2000 3203 0,2442 0,154-0,00782 12,316* (3,857*) (-3,509*) 2001 3635 0,2779 0,135 (3,111**) -0,00621 (-2,481***) 6,156*** *0,000 **0,01 ve ***0,05 düzeyinde anlaml d r. Tablo 3.5 deki sonuçlar, anormal getirilerde firma büyüklük etkisinin y ll k test dönemlerinde de i kenlik gösterdi ini ortaya koymaktad r. 14 y ldan sadece 1993-1994 ve 2000-2001 gibi birbirini takip eden y llarda gerek model gerekse parametreler istatistiki olarak anlaml oldu u görülmektedir. 1 parametresinin i aretinin bu dönemlerde negatif ve istatistiki olarak anlaml olmas bu y llarda etkinin bulundu u anlam na gelmektedir. Özellikle 1994-1995 ve 2000-2001 y llar nda büyüklük etkisinin oldukça güçlü oldu u görülmektedir. Bilindi i gibi bu dönemler Türkiye de iki önemli ekonomik ve siyasi kriz gerçekle mi tir. Etkinin bu dönemlerde güçlenmesinin önemli sebepleri aras nda krizin pay n n oldu unu dü ünmekteyiz. Ayl k dönemlerde 2.1 nolu modellerin testinden elde edilen sonuçlar, tablo 3.6 dan izlenebilir. 111

M. Özcan-R. Yücel / Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi Tablo 3.6 Ayl k Test Dönemlerinde Büyüklük Etkisi Parametreler/ Aylar N SH b o (t) 1 (Ln FB) (t) F (P) OCAK 2197 0,2878 0,155-0,00982 7,318** 2,434*** -2,705** UBAT 2197 0,2204-0,08322 0,00330 1,411-1,704 1,188 MART 2197 0,2399 0,06056-0,00192 0,404 1,140-0,636 N SAN 2197 0,2915 0,109-0,00490 1,774 1,693-1,332 MAYIS 2197 0,2524 0,08015-0,00719 5,096*** 1,433-2,257*** HAZ RAN 2197 0,2620 0,186-0,00579 3,068 3,201** -1,752 TEMMUZ 2197 0,2190 0,02610-0,00093 0,114 0,538-0,337 A USTOS 2197 0,2230 0,240-0,01283 20,779* 4,853* -4,558* EYLÜL 2197 0,2175 0,09845-0,00273 0,989 2,043*** -0,994 EK M 2197 0,2693 0,00692 0,00175 0,266-0,116 0,516 KASIM 2197 0,2667 0,1158-0,00189 0,318 0,196-0,564 ARALIK 2197 0,2596 0,149 2,584** -0,00453-1,384 1,917 *0,000, **0,01 ve ***0,05 düzeyinde anlaml d r Tablo 3.6 daki sonuçlar, 2.1 nolu test modelinin ve 1 parametresinin yaln zca Ocak,May s ve A ustos aylar nda istatistiki olarak anlaml oldu unu ortaya koymaktad r. Bu aylarda 1 parametresinin negatif ve istatistiki olarak anlaml olmas, anormal getirilerde büyüklük etkisinin varl na i aret etmektedir. On dört ve yedi er y ll k test dönemlerinde güçlü görülen büyüklük etkisi, Ocak,May s ve A ustos aylar d ndaki di er dokuz ayda istatistiki olarak anlaml bulunamam t r. Etkinin süreklili i ile ilgili olarak yap lan analizlerden elde edilen sonuçlar bir bütün olarak, on dört ve yedi er y ll k test dönemlerinde oldukça güçlü olan büyüklük etkisinin, y l ve ay gibi k sa test dönemlerinde önemli oranda de i kenlik gösterdi ini ortaya koymaktad r. Bu durum etkinin test dönemleri k sald kça de i kenlik gösterdi ini ifade eden H 2A hipotezinin kabul edilmesini, s f r hipotezinin ise reddedilmesini gerektirmektedir. 1988-2001 dönemlerini kapsayan y llarda 2.1 nolu modelin sektörler baz nda test edilmesinde elde edilen sonuçlar tablo 3.7 den izlenebilir. 112

Yönetim ve Ekonomi 10/1 (2003) 103-115 Tablo 3.7: Sektörler Baz nda Firma Büyüklü ü Etkisi Parametreler/ N SH b o (t) 1 (Ln FB) (t) F (P) Sektör GIDA 1919 0,2519 0,175-0,00971 3,922*** (2,084***) (-1,980***) TEKST L 3191 0,2657 0,236-0,01370 12,797* (3,672*) (-3,577*) ORMAN 1559 0,2608 0,07451-0,00345 0,418 (0,813) (-0,646) K MYA 3047 0,2513 0,08541-0,00364 1,934 (1,794) (-1,391) TA 3119 0,2478 0,164-0,00841 7,063** (2,981**) (-2,658**) METAL ANA 1535 0,2289 0,260-0,01263 8,313** (3,375**) (-2,883**) METAL E YA 2723 0,2468 0,141 (2,698**) -0,00686 (-2,438***) 5,514*** D ER MALAT 119 0,2449-0,268 (-0,729) 0,01655 (0,750) 0,562 ELEKTR K 491 0,3147 0,712-0,03612 8,043** (2,956**) (-2,836**) TUR ZM 743 0,3260 0,384-0,02227 2,909 (1,803) (-1,706) T CARET 1079 0,2550 0,189-0,00968 3,139 (1,966***) (-1,772) ULA TIRMAVE 311 0,2683 0,08694-0,00305 0,098 SA LIK (0,456) (-0,313) BANKA 1271 0,2426 0,06316-0,00219 0,232 (0,718) (-0,481) S GORTA 611 0,2283 0,04403-0,00159 0,049 (0,343) (-0,221) F N.K RALAMA 911 0,2570 0,183-0,01089 1,560 (1,265) (-1,249) HOLD NG 1643 0,2556 0,157-0,00705 3,832*** (2,332***) (-1,958***) GMYO 1655 0,2453 0,09407 (1,456) -0,00486 (-1,161) 1,349 B L M 299 0,2509 0,232 (0,989) -0,0116 (- 0,924) 0,855 SAVUNMA 131 0,2330 0,477 (0,748) -0,02415 (-0,700) 0,490 *0,000, **0,01 ve ***0,05 düzeyinde anlaml d r Tablo 3.7 den elde edilen sonuçlar malat Sanayi sektörlerinden G da, Tekstil, Ta ve Topra a Dayal, Metal Ana, Metal E ya sektörlerinde hem modelin hem de 1 parametresinin i aretinin istatistiki olarak anlaml ve 1 parametresinin i aretinin negatif oldu unu ortaya koymaktad r. Buna kar n Orman Ürünleri,Kimya, Di er malat, Turizm, Ticaret, Ula t rma ve Sa l k, Banka, Sigorta, Finansal Kiralama, GMYO, Bili im ve Savunma sektörlerinde ise firma büyüklük etkisi ortaya ç kmamaktad r. 113

M. Özcan-R. Yücel / Anormal Getirilerde Firma Büyüklü ü Etkisi 4. SONUÇ Bu çal man n amac, anormal getirilerde firma büyüklü ü etkisinin varl n, etkinin y llar ve aylar gibi test dönemlerinde de i kenlik gösterip göstermedi ini ve etkinin sektörlere göre farkl la p farkl la mad n ortaya koymakt r. MKB de 1988-2001 y llar aras nda toplam 26.375 gözlem kullan larak yap lan analizler, on dört ve yedi er y l gibi uzun test dönemlerinde firma büyüklü ü etkisinin bulundu unu, bununla birlikte y l ve ay gibi k salan test dönemlerinde getiri davran n n de i kenlik gösterdi ini ve hatta baz test dönemlerinde etkinin hiç ortaya ç kmad n göstermektedir. Y ll k bazda özellikle 1993-1994 ve 2000-2001 dönemlerinde büyüklük etkisi mevcutken, bu dönemler d nda kalan di er y llar n önemli bir k sm nda etki görülmemektedir. Bu durum anormal getirilerdeki firma büyüklü ü etkisinin ülkemizde ya anan siyasi ve ekonomik kriz dönemlerinden etkilendi ini ortaya koymaktad r. Bu bulgulara ek olarak, sektörel farkl l klar için yap lan analizlerde, etkinin her sektörde bulunmad n ve özellikle malat sektörü için di er sektörlere oranla daha önemli oldu u sonucuna ula lm t r. KAYNAKÇA Banz, R. W. (1981) The Relationship Between Earnings Yield Market Value Common Stocks. Journal of Financial Economics, 9, s. 3-18 Berges, A., McConnel, J. J. ve Schlarbaum, G. G. (1982) An Investigation on the Turn-of-the- Year Effect, and the Tax-Loss-Selling Pressure Hypothesis in Canadian Stock Returns, Journal of Finance, 39, s.185-192. Bhardwaj, R. ve Brooks, L. (1993) Dual Betas from Bull and Bear Markets: Reversal of the Size Effect Journal of Financial Research, 16, s. 269-283. Chan, K. C., Hamao, Y., Lakonishok, J. (1992) Fundamentals and Stock Returns in Japan, Journal of Finance, December, s. 1739-1764. Elfakhani S., Lockwood L. J., Zaher, T. S. (1998) Small Firm and Value Effects in the Canadian Stock Market, Journal of Financial Research, Fall, s. 277-291. Fama, E. F. ve French, K. (1996) Multifactor Explanations of Asset Pricing Anomalies, Journal of Finance 51, s. 55-84. Fama, E. F. ve French, K. (1998) Value versus Growth: The International Evidence, Journal of Finance, 53, s.1975-1999. Fama, E.F. ve French, K. (1992) The Cross-Section of Expected Stock Returns, Journal of Finance 47, s. 427-465. Herrera, M. ve Lockwood, L. J. (1994) The Size Effect in the Mexican Stock Market Journal of Banking and Finance, 18, s. 621-632. Ibbotson, R. G. ve Sinquefeld, R. A. (1995) Stocks, Bonds, Bills and Inflation: 1995 Yearbook, Ibbotson Assocaites, Chicago. Keim, D. B. (1983) Size-Related Anomalies and Stock Return Seasonality: Further Empirical Evidence, Journal of Financial Economics, 12, s.13-32. Kim, M. K. ve Burnie, D. A. (2002) The Firm Size Effect and the Economic Cycle, Journal of Financial Research, Spring, s. 111-124. Kothers, T. ve Kohli, R. K. (1991) The Anomalous Stock Market Behavior of Large Firms in January: The Evidence from the S&P Composite and Component Indexes, Quarterly Journal of Business and Economics, Summer, s.14-32. Özer, G. (1996) Muhasebe Kârlar ile Hisse Senedi Verimleri Aras ndaki li kiler: MKB de Deneysel Bir Analiz, SPK Yay nlar, Yay n No. 31. 114

Yönetim ve Ekonomi 10/1 (2003) 103-115 Özer, G. ve Özcan, M. (2000) MKB da Ocak Etkisi, Etkinin Süreklili i, Firma Büyüklü ü ve Portföy Denkle tirmesi Üzerine Deneysel Bir Çal ma, erc/odtü Uluslararas Ekonomi Kongresi IV, Ankara, 13-16 Eylül. Reinganum, M. (1983) The Anomalous Stock Market Behavior of Small Firms in January: Empirical Tests for Tax Loss Selling, Journal of Financial Economics, 12, s.89-104. Reinganum, M. R. (1981) Misspecification of Capital Asset Pricing: Empirical Anomalies Based on Earnings Yields and Market Values, Journal of Financial Economics 9, s.19-46. Reinganum, M.R. (1992) A Revival of the Small Firm Effect, Journal of Portfolio Management, 18, s. 55-62. Wong, K. A. (1989) The Firm Size Effect on Stock Returns in a Developing Stock Market, Economic Letters, 30, s. 61-65. 115