B. ÖZCAN, A. ARI Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz Burcu ÖZCAN Ayşe ARI Özet Ekonomk büyümenn c gücü olarak değerlendrlen araştırma-gelştrme (Ar-Ge) faalyetler ülke ekonoms çn öneml br role sahptr. 1980 l yıllardan baren popüler hale gelen çsel büyüme teorler Ar-Ge nn ekonomk büyümedek rolünü gözler önüne sermştr. Bu çalışmada Ar-Ge harcamaları ve ekonomk büyüme arasındak lşk, seçlmş 15 OECD ülkes çn 1990-2011 dönem boyunca panel ver model le ncelenmektedr. Tüm panel çn ulaşılan sonuçlar Ar-Ge harcamalarının büyümey pozf yönde etkledğ şeklndedr. Bu nedenle polka öners olarak yaşam standardı ve ekonomk büyümey hızlandırmayı hedefleyen ülkelern Ar-Ge yatırımlarına ağırlık vermes gerektğ söyleneblr. Anahtar Kelmeler: Ar-Ge, Ekonomk Büyüme, Yen Büyüme Teorler, Panel Ver Model The Relatonshp Between Research & Development Expendures and Economc Growth: Panel Data Analyss Abstract Research and development actvy (R&D) as an mpulsve force of economc growth has a leadng role n the economc structures of countres. The endonegous growth theores that have ganed populary snce 1980s have hghlghted the mportance of R&D n the economc growth process. In ths study, the relatonshp between R&D and economc growth s analyzed for the selected 15 OECD countres from 1990 to 2011 whn the framework of panel data model. The results of whole panel set ndcate that R&D affects economc growth posvely. As a polcy Doç.Dr., Fırat Ünverses, İİBF, İktsat Bölümü, bozcan685@gmal.com Arş.Gör.Dr., Nğde Ünverses, İİBF, aysear187@yahoo.com Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 39
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz mplcaton, countres amng to accelerate the lfe standard and economc growth must emphasze R&D nvestments. Key Words: R&D, Economc Growth, New Growth Theores, Panel Data Model JEL Classfcaton Codes: O11, 030, 031, 040 Grş Son yıllarda Ar-Ge ve ekonomk büyüme arasındak lşk ktsat leratüründe öne çıkan öneml konulardan brsdr. Yen ürün, yen süreç ya da yen blg le sonuçlanan Ar-Ge, teknk gelşmelern temel kaynağıdır. Ar-Ge, sstematk temeller çersnde blg stokunu artırmak ve bu blg stokunu kullanarak yen uygulamaların cat edlmes amacıyla yaratıcı çalışmalar gerçekleştrmek şeklnde tanımlanablmektedr (Guellec ve Pottere, 2001: 104-105). Br başka deyşle, novasyon aktvelernn toplamı genel olarak Ar-Ge faalyetler kapsamında değerlendrlmekte olup gelşmş ülkeler çn ekonomk büyümede önem arz etmektedr (Stokey, 1995: 469). Araştırmacılar ve blm nsanları tarafından yapılan Ar-Ge çalışmaları sonrasında br fkr ortaya çıkmaktadır. Gelştrlen bu fkr ürüne dönüştürülmekte; mühendsler le frmalar tarafından üretm gerçekleştrlmektedr. Daha sonra pazarlama planı oluşturularak pyasada ürüne yönelk talebn oluşumu ve artırılması çn grşmlere başlanmaktadır. Böylece Ar-Ge le ekonomk büyüme arasında doğrusal br lşk ortaya çıkmaktadır (Pessoa, 2010: 152). Bu sebeple ülkeler arasındak ekonomk gelşmşlk düzey farklılıklarının ve gelr ıraksamasının temel nedenlernden brs olarak teknoloj ve dolayısıyla Ar-Ge gösterlmektedr (Blbao- Osoro ve Rodrguez-Peso, 2004: 434). Frma ve ülkelern ler teknoloj standardını yakalayarak yen ve daha y ürün ya da süreçlere ulaşımı çn gerekl olan Ar-Ge yatırımları netcesnde ekonomk büyüme ve yaşam standardı yükselecektr. Bu durumda ekonomk büyümey garant altına almak çn polkacıların Ar-Ge yatırımlarını teşvk etmes ve kamunun Ar-Ge ye ayrılan kaynaklarını artırması gerektğ ortaya çıkmaktadır (Blbao-Osoro ve Rodrguez-Peso, 2004: 435). Grlches (1958) n Amerkan tarım sektörünü nceledğ öncü çalışmasını takben Ar-Ge aktvelernn çıktı, vermllk ve ekonomk büyüme üzerndek etks konularına odaklanan çalışmalar yapılmıştır. Örneğn Amerkan İşgücü İstatstkler Bürosu (Bureau of Labor Statstcs (BLS), 1989) tarafından 1980 lern ortalarına kadar öneml araştırmalar gerçekleştrlmştr. Ayrıca Goel ve Ram (1994) de benzer şeklde konu le lgl araştırmalar yapmıştır. Bu çalışmalardan elde edlen sonuçlar Ar-Ge faalyetlernn ekonomk büyümey olumlu etkledğne lşkn genel kanı oluşturmuştur. Böylece hükümetler Ar-Ge faalyetlern çeşl polkalarla teşvk etmeye başlamışlardır (Goel vd., 2008: 238). Fakat ülkeler, Ar-Ge yatırımlarının novasyona ve büyümeye katkıda bulunma kapasesn etkleyecek şeklde farklı sosyal, polk ve ekonomk özellklere sahptr. Bu bağlamda Ar-Ge harcamalarının büyük br kısmını novasyona ve ekonomk büyümeye transfer edeblen toplumların (nnovaton prone socates) yanısıra Ar-Ge harcamalarını aynı ölçüde novasyona ve büyümeye transfer etmey yönetemeyen (nnovaton averse) toplumlar da mevcuttur. Eğm düzey, şszlk ve demografk özellkler le yatırım hacm toplumlar üzernde etkl olan faktörlerdr. Çünkü blm ve teknolojk blg y br eğm ve uzun 40 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 B. ÖZCAN, A. ARI döneml tecrübe ve yetenek gerektrmektedr. Ülkenn ekonomk koşulları se Ar-Ge yatırımlarına ayrılan kaynak mktarı ve sektörel gelşmşlk ölçüsünü yansıtacaktır (Blbao-Osoro ve Rodrguez-Peso, 2004: 438). Bu çalışmanın amacı Ar-Ge harcamaları ve ekonomk büyüme arasındak lşky seçlmş 15 OECD ülkes çn sorgulamaktır. Bazı OECD ülkelernn son yıllarda toplam faktör vermllğnde br artış gözlenmektedr. Ayrıca 1990 lı yıllarla brlkte OECD ülkelerndek kş başı GSYİH ve vermllktek eşszlklern arttığı belrtlmektedr. Bu durum teknk gelşme hızıyla açıklanmakta olup hem ekonomk teor hem de amprk kanıtlarla desteklenmektedr (Guellec ve Pottere, 2001: 104). İktsat teorsnde Solow (1956) ve Romer (1990) uzun dönem ekonomk büyümenn temel kaynağı olarak teknolojk lerlemey göstermştr. Amprk leratürde se novasyon faalyetler le emek ve üretm pyasasındak reformların uzun dönem ekonomk büyümeye katkısına şaret edlmektedr. Ekonomk büyüme ve toplam faktör vermllğndek artışlar hususunda özellkle endüstryel Ar-Ge harcamalarının en öneml etkenlerden br olmasına vurgu yapılmaktadır. Bu durum Ar-Ge yatırımlarının ekonomnn ger kalan kesmne yayılarak pozf etk yaratması (spllover) teorsyle örtüşmektedr. Şekl 1: Ar-Ge/GSYİH Payının Seyr 4,5 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 AUS CAN DEN FIN FRA GER IRE ITL JAP NET POR SPA TUR UK US Şekl 1 de çalışmanın örneklemn oluşturan 15 OECD ülkesnn 1990-2011 dönem boyunca Ar-Ge harcamalarının GSYİH çersndek payının (%) seyr yer Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 41
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz almaktadır. Bu dönem boyunca Fnlandya Ar-Ge ye GSYİH çersnde en fazla pay ayıran ülke konumundadır. Fnlandya yı sırası le Japonya, Danmarka, Amerka Brleşk Devletler ve Almanya takp etmektedr. Türkye, Portekz ve İspanya se Ar-Ge harcamalarının GSYİH çersnde en az paya sahp olduğu ülkelerdr. Çalışmanın bundan sonrak bölümler şu şekldedr: 1. Bölümde leratür taraması adı altında Ar-Ge nn ekonomk büyüme üzerndek teork rolüne kısaca değnldkten sonra leratürde yer alan bell başlı çalışmalar ele alınmaktadır. 2. Bölüm çalışmada kullanılan model ve ver setn açıklamaktadır. 3. Bölümde çalışmanın metodolojs ve amprk bulguları ele alınmaktadır. Sonuç bölümü se çalışmada elde edlen bulguları ve polka çıkarımlarını değerlendrmektedr. 1. Leratür Taraması Solow (1956) ve Swan (1956) tarafından gelştrlen Neoklask büyüme modelnde ekonomk büyüme sürec açıklanmaktadır. Neoklask büyüme modelnde ölçeğe göre sab getr maksmzasyon güdüsü le tam rekabet varsayımı yapılmaktadır. İlaveten modelde dışsallıkların bulunmadığı kabul edlmektedr. Ayrıca pozf kame elastkyet söz konusu olduğundan emek ve sermaye gb grdler brbr yerne kame edleblmektedr. Bu varsayımlar altında modelde vermllktek artışın, şç başına düşen sermayedek artışla sağlanableceğ sonucuna varılmaktadır. Ancak, sermayenn azalan getrs dolayısıyla şç başına düşen sermayedek artış, marjnal vermllğ düşürmektedr. Bu durumda ülkeler arasında koşullu yakınsamadan bahsedlmektedr. Bu sebeple gelşmş ülke ya da bölgelerdek yatırımların etkn olmayacağı bunun yerne az gelşmş bölge ya da ülkelerdek yatırımların cazp hale geleceğ sonucuna varılmaktadır (Blbao-Osoro ve Rodrguez-Peso, 2004: 435). 1980 l yıllara gelndğnde se Romer (1986) ve Lucas (1988), teknolojnn ekonomk büyümey etkleyen öneml br çsel faktör olarak görüldüğü çsel büyüme modellern gelştrmştr. İçsel büyüme modellernde teknolojk gelşme sebebyle yatırımların artan getrsnn mümkün olacağı belrtlmektedr. Bu durumda gelşmş ülkelerdek yatırımlardan daha y sonuçlar elde edleceğ ve böylece ıraksamanın gözleneceğ kabul edlmektedr. (Blbao-Osoro ve Rodrguez-Peso, 2004: 435). İçsel büyüme modellernde kâr maksmzasyonunu hedefleyen brmlern Ar-Ge yatırımları vasıtasıyla gerçekleştrdkler teknolojk yenlklern ekonomk büyümenn kaynağı olduğu belrtlmektedr. İçsel büyüme leratürünün ulaştığı bu sonuçlara dayanılarak Ar-Ge faalyetlernn teşvk edlmes ve Ar-Ge y destekleyecek lave polkalarla uzun dönem ekonomk büyümenn hızlanableceğ düşünces yaygınlaşmıştır (Jones, 1995: 759). İçsel büyüme modellernde Ar-Ge, büyümenn motoru (c gücü) olarak kabul görmektedr. Ar-Ge temell bu modellern öncü çalışmalarından Romer (1990), Grossman ve Helpman (1991a, 1991b, 1991c) le Aghon ve Howt (1992) ölçek etklerne şaret etmektedr. Romer, Grossman ve Helpman le Aghon ve Howt modellernde bahsedlen ölçek etkler şu eşlklerle özetleneblmektedr (Jones, 1995: 761): 1 Y K ( AL y ) (1) A L A (2) A 42 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
B. ÖZCAN, A. ARI Burada (1) nolu eşlk üretm fonksyonudur. (2) nolu eşlk se Ar-Ge temell çsel büyüme modeldr. Eşlklerde Y çıktı, A blg ya da vermllk, A blgdek değşklk ( A), Ar-Ge nn yen fkrler oluşturma oranı, K se sermayedr. Emek, çıktı ( L ) üretmek ya da yen blg ( Y L ) araştırmak amacıyla A kullanılmaktadır. Ölçek etkler se (2) nolu eşlkle açıklanmaktadır. Bu eşlğe göre toplam faktör vermllğndek büyüme ( A / A), Ar-Ge ye ayrılan emek mktarıyla orantılıdır (Jones, 1995: 761). Leratürde yer alan ekonomk büyüme ve Ar-Ge lşksn araştıran çalışmalar ele alındığında örneğn; Frere-Seren (2001), 21 OECD ülkes çn 1965-1990 dönem boyunca toplam Ar-Ge harcamalarındak %1 lk artışın reel GSYİH y %0,08 oranında artırdığını tesp etmştr. Ayrıca Ar-Ge yatırımlarının sermaye stokunu artırarak büyüme üzernde daha büyük br etk yaratacağı da belrtlmştr. Bu sebeple devletn Ar-Ge yatırımlarına teşvklernn önem vurgulanmıştır. Benzer şeklde Falk (2007) OECD ülkelernde Ar-Ge yatırımları le ekonomk büyüme arasındak uzun dönem lşky sorgulamıştır. 1970-2004 dönemnn dnamk panel ver yöntemyle analz edldğ çalışmada Ar-Ge yatırımlarındak uzmanlaşmaya odaklanılmıştır. Elde edlen bulgular Ar-Ge yatırımlarının GSYİH çersndek payı arttıkça kş başı GSYİH nn arttığı yönündedr. Br başka çalışmada Gülmez ve Yardımcıoğlu (2012) 21 OECD ülkes üzerne odaklanarak panel eşbütünleşme testler le panel FMOLS ve DOLS tahmn yöntemn kullanmışlardır. Elde edlen bulgulara göre Ar-Ge harcamalarındak %1 lk artış ekonomk büyümey %0,77 oranında artırmaktadır. Çalışmada ayrıca nedensellk testne yer verlmş ve uzun dönemde Ar-Ge harcamaları le ekonomk büyüme arasında karşılıklı br etkleşm gözlenmştr. Guellec ve Pottere (2001), Ar-Ge harcamalarının uzun dönem yayılım etksn sorgulamak amacıyla 16 OECD ülkesn ele almıştır. 1980-1998 dönemnde şletmelern Ar-Ge lerndek %1 lk artışın vermllkte %0,13 büyüme sağladığı tesp edlmştr. Ar-Ge harcamalarının ekonomk büyüme üzernde pozf etkye sahp olduğunu destekleyen br başka çalışmada Yanyun ve Mngqan (2004) Kore, Flpnler, Malezya, Japonya, Tayland, Sngapur, Endonezya ve Çn örneğn ele almıştır. Panel ver yöntemlernden PLS (Partal Least Square) regresyon modelnn kullanıldığı çalışmada 1994-2003 dönem analz edlmştr. Sylwester (2001) se ülkelern Ar-Ge ye daha fazla pay ayırdıklarında daha hızlı büyüyüp büyümeyeceklern sorgulamıştır. Çalışmada 20 OECD ülkes analz edlmş ancak ekonomk büyüme ve Ar-Ge arasında br lşk tesp edlememştr. Sadece G7 ülkeler dkkate alındığında se Ar-Ge harcamalarının ekonomk büyümey pozf yönde etkledğ bulgusuna ulaşılmıştır. Ar-Ge harcamalarının ekonomk büyümeye olumlu katkıda bulunduğunu tesp eden br başka çalışma Sadraou ve Zna (2009) tarafından yapılmıştır. Sadraou ve Zna, 23 ülkey 1992-2004 dönemnde dnamk panel yöntemyle analz etmştr. Özer ve Çftç (2008) se OECD ülkelern 1990-2005 dönem çn statk panel ver yöntemler kullanarak nceledğ çalışmasında, Ar-Ge harcamaları, araştırmacı sayısı ve patent sayısının GSYİH üzernde güçlü br pozf etks olduğunu tesp etmştr. Altın ve Kaya (2009) se Türkye çn eşbütünleşme analz ve vektör hata düzeltme modelne başvurarak Ar-Ge le ekonomk büyüme arasındak nedensellk lşksn sorgulamıştır. Çalışmada kısa dönem çn br nedensellğe rastlanmamış Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 43
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz ancak uzun dönemde Ar-Ge harcamalarından ekonomk büyümeye doğru tek yönlü br etk tesp edlmştr. Benzer şeklde Yaylalı vd. (2010) 1990-2009 dönem çn Türkye y Granger nedensellk test le analz etmştr. Çalışmada ulaşılan sonuçlar Ar-Ge harcamalarından ekonomk büyümeye doğru tek yönlü br lşky desteklemektedr. 2. Model ve Ver Set Teknolojnn soyut br çerğe sahp olmasından ötürü brmlere ndrgeyerek karşılaştırma yapmak ve ktsad modellerde kullanmak ancak teknolojy temsl edc başka verlern olması halnde mümkündür. Bu amaçla yen büyüme teorler teknoloj ve blg brkmn temsl etmek üzere Ar-Ge harcamalarının GSYİH çersndek payı, Ar-Ge faalyetlernde sthdam edlen mühends ve blm nsanı sayıları, patent sayıları gb çeşl değşkenler kullanmaktadır (Özer ve Çftç, 2008). Bu çalışmada se teknolojk sermaye, Ar-Ge harcamalarının GSYİH çersndek yüzde payı le temsl edlmektedr. Çalışmada kullanılan model Narayan vd. (2010) ve Fernandez vd. (2012) başta olmak üzere leratürdek çalışmalardan yola çıkılarak ve verlern bulunablrlğ göz önünde bulundurularak 3 no lu denklemdek gb belrlenmştr: 1 ln y ln k lnt ln R ln L (3) 1 2 3 4 Burada y, ekonomk büyümey ve çıktı düzeyn temslen kullanılan reel kş başı gelr (2005 baz yılına dayalı), k fzksel sermayey temslen kullanılan brüt sab sermaye yatırımlarını (2005 baz yılına dayalı), T toplam mal ve hzmet hracatı le halatının GSYİH çersndek payı le temsl edlen tcar açıklık düzeyn, R Ar-Ge harcamalarının GSYİH çersndek yüzde payını, L se toplam sthdam düzeyn temsl etmektedr. Ar-Ge ye lşkn ver OECD (2014) tarafından yayımlanan OECD Scence, Technology, and R&D Statstcs Onlne ver tabanından, dğer verler se Dünya Bankasının (2014) World Development Indcators ver tabanından elde edlmştr. Çalışmanın dönem aralığı, tüm ülkeler çn ver bulunablrlğ göz önünde bulundurularak 1990-2011 olarak belrlenmştr. Modele dahl edlen kontrol değşkenlernn ekonomk büyüme sürecne lşkn beklenen teork etkler se şu şekldedr: Örneğn, yen büyüme modeller fzksel sermaye yatırımlarının vermllk artışının oluşmasına yardımcı olan yen teknolojler ve blgy bçmlendrdğne şaret etmektedr. Bu modeller yen sermayede bçmlenen blgnn br kamu malı olduğunu ve bu nedenle ekonomnn dğer kesmler üzernde yayılım (spllover) etklerne sahp olduğunu varsaymaktadır. Br dğer değşken ve ülkenn ktsad lberalzasyon derecesnn br gösterges olan tcar açıklık düzeynn büyüme sürecne pozf yönde katkıda bulunacağı ler sürülmektedr. Bu anlamda, ekonomk büyüme genellkle sürekl globalleşmey, fkr ve teknolojler kadar mal ve hzmetlern uluslararası değşmne yönelk artan açıklığı benmseyen ülkelerde söz konusudur. Brçok araştırmacı uluslararası ekonomk lşklere katılımın son ell yılda hızlı ekonomk kalkınma sürecn tecrübe 1 Modele beşer sermayey temslen sağlık harcamalarının GSYİH çersndek payı değşkennn lave edlmes halnde eşbütünleşme lşks bulunamadığı çn sağlık harcamaları model dışı bırakılmıştır. Ayrıca, eğm harcamalarına lşkn ver örneklemdek ülke grubu çn 1981-2011 aralığında tümüyle bulunamadığı çn beşer sermaye değşken modele dahl edlememştr. 44 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
B. ÖZCAN, A. ARI eden brçok Doğu Asya ülkesndek büyümenn temel kaynağı olduğuna nanmaktadır (Andersen ve Babula, 2008: 2). Ayrıca tcaret, vermllk ve büyüme arasındak bağa yönelk brçok teork analz novasyon temell büyüme leratüründe de mevcuttur. Bu analzler vermllk artışını, araştırma sonuçlarının yen ürün çeşler çn tasarımlar oluşturduğu yerlerdek kâr arayışı çersnde olan frmalarca yapılan maksatlı araştırma-gelştrme sonucu artan ürün çeşllğ le brleştrmektedrler. İktsad teor se kş başı GSYİH artışının k kaynağı arasında ayrım yapmaktadır: Sermaye brkm (fzksel ve beşer) ve vermllk artışı. Açıklık her ksn de etkleyeblmektedr. İlk olarak uluslararası sermaye akımlarına açıklık, fzksel sermaye ve beşer sermayenn yerel brkm hızını arttırablmektedr. İkncs, açıklık daha hızlı teknolojk lerleme le vermllk artışını hızlandırablmektedr (Andersen ve Babula, 2008). Modele dahl edlen br dğer değşken olan emek gücünün ya da toplam sthdam düzeynn se çıktıyı ya da ekonomk büyümey pozf yönde etklemes beklenmektedr. Nelson ve Phelps (1966) tarafından ler sürüldüğü üzere, genş çaplı emek gücü pyasası br ülke çn başka br yerde keşfedlmş fkrler ya da ürünler absorbe etmey kolaylaştırmaktadır. Romer (1990) se emek gücünün nelğndek yleşmenn, teknolojk lerlemenn temeln hazırlayan yen ürünler ya da fkrler yaratacağını fade etmektedr. Ayrıca, büyük ve gelşmş emek gücü pyasasına sahp ülkelern daha hızlı yen ürünlern grşne tanıklık edeceklern ve bu sayede daha hızlı büyüme eğlm göstereceklern belrtmektedr. 3. Metodoloj ve Amprk Bulgular 3.1. Yatay Kes Bağımlılığının Test İçersnde bulunduğumuz çağda, hızlanan küreselleşme ve uluslararası bağlantılar nedenyle ülkeler maruz kaldıkları şokları brbrlerne transfer etmektedr. Br başka fade le br ülkey etkleyen ekonomk br şok dğer ülkelere de yayılablmektedr. Bu nedenle uygulama kısmının lk aşaması olarak ülkeler arasındak olası yatay kes bağımlılığının varlığı Breusch ve Pagan (1980) a a ( CDLM ) test le araştırılmaktadır. Söz konusu test, Haggar (2012) tarafından ler 1 sürüldüğü üzere T N durumu çn Frees (1995) ve Pesaran (2004) tarafından ler sürülen CD testlerne karşı üstündür. CDLM test, EKK le elde edlen yatay kes 1 kalıntıları arasındak korelasyon katsayılarının karelernn toplamına dayalıdır. Test statstğ N 1 N ˆ LM1 T j 1 j1 CD şeklnde hesaplanmaktadır. Burada ˆ j kalıntılar arasındak yatay kes korelasyonunun örneklem tahmnn göstermektedr. Yatay kes bağımlılığının olmadığı şeklndek sıfır hpotez altında CDLM statstğ 1 2 N( N 1) / 2 serbestlk dereces le dağılımına sahptr. Çalışmada yer alan değşkenler çn yatay kes bağımlılığı test edlmş ve sonuçlar Tablo 1 de gösterlmştr. Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 45
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz Tablo 1: Breusch-Pagan (1980) Test Sonuçları Değşkenler Sabl ve Trendl Model Sabl Model y k L T R 235,050 a 164,024 a 187,809 a 152,095 a (0,002) 156,859 a (0,001) 213,146 a 205,559 a 232,064 a 150,778 a (0,002) 144,003 a (0,007) Not: Geckme uzunluğu 3 olarak belrlenmştr. a %1 düzeynde yatay kes bağımsızlığını varsayan sıfır hpoteznn reddedldğn göstermektedr. Tablo 1 de yer aldığı üzere tüm değşkenler çn hem sabl hem de sab ve trendl model yatay kes bağımlılığının olduğunu göstermektedr. Bu nedenle br sonrak aşamada yatay kes bağımlılığını dkkate alan ve Smh vd. (2004) tarafından gelştrlen panel brm kök test kullanılmaktadır. 3.2. Smh vd. (2004) Panel Brm Kök Test Smh vd. (2004) tarafından gelştrlen L M, t, M n, Ma x ve W S sml 5 adet bootstrap panel brm kök test söz konusudur. LM test Solo (1984) tarafından gelştrlmş olup breysel Lagrange çarpanı ( LM ) test statstklernn ortalamasını fade etmektedr ve LM N N 1 1 LM şeklnde hesaplanmaktadır. t test Im vd. (2003) ye a panel brm kök testnn bootstrap versyonu olup şeklnde hesaplanmaktadır. olup Ma x = N N 1 t : t N 1 N t 1 Ma x test Leybourne (1995) tarafından gelştrlmş 1 Max şeklnde hesaplanmaktadır. M n test LM statstklernn daha güçlü br varyantı olup Mn N N 1 Mn şeklndedr. LM ve f 1 LM r şeklndek statstkler mnmum değerlerne ( Mn Mn LM, LM ) ) dayalı ( f r olarak hesaplayan ler ve ger ADF regresyonlarına dayalıdır. Son test olan W S se Pantula vd. (1994) tarafından gelştrlmştr. Söz konusu testler brm kök sıfır hpotezne dayalıdır ve alternatf hpotez altında heterojen otoregresf köklere zn vermektedrler. Bu nedenle, sıfır hpoteznn redd en azından br panel üyes çn durağanlığın geçerl olduğuna şaret etmektedr. Ayrıca, Arour vd. (2012) tarafından fade edldğ üzere, eleyc örneklem şemasını (seve samplng schema) kullanarak verde hem zaman boyutu hem de yatay kes bağımlılığına zn vermektedrler. Testn uygulama sonuçları Tablo 2 de yer almaktadır. 46 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
Tablo 2: Smh vd. (2004) Panel Brm Kök Test Sonuçları Testler t -1,340 (0,926) y L M 2,720 (0,924 ) M n 2,675 (0,757 ) Ma x -1,327 (0,769) W S -2,056 (0,620) L T R B. ÖZCAN, A. ARI Düzey Fark Düzey Fark Düzey Fark Düzey Fark Düzey Fark -3,462 b (0,021) 8,540 b (0,019) 7,112 b (0,017) -2,998 b (0,015) -3,399 b (0,014) -2,557 (0,142) 6,233 (0,169) 4,135 (0,294) -1,891 (0,235) -2,449 (0,190) -2,833 c (0,074) 6,976 c (0,059) 5,761 b (0,047) -2,440 c (0,054) -2,914 b (0,038) -2,470 (0,253) 5,653 (0,253) 4,255 (0,290) -2,042 (0,272) -2,408 (0,282) -4,326 a (0,002) 10,749 a (0,001) 10,452 a -4,212 a -4,558 a -2,291 (0,323) 5,312 (0,306) 3,406 (0,629) -1,654 (0,619) -2,031 (0,705) -4,747 a 11,370 a 10,301 a -4,195 a -4,639 a -2,555 (0,120) 6,116 (0,140) 4,057 (0,330) -1,862 (0,312) -2,464 (0,186) k -3,298 a (0,002) 8,077 a (0,003) 7,200 a -2,991 a (0,001) -3,378 a (0,001) Not: Model sab ve trend termlern çermektedr. a, b ve c sırası le %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylernde brm kök sıfır hpoteznn reddedldğne şaret etmektedr. Olasılık değerler 5000 bootstrap döngüsü le türetlmştr. Blok hacm ve maksmum geckme uzunluğu sırası le 30 ve 4 olarak belrlenmştr. Tablo 2 de görüldüğü üzere tüm değşkenler düzey değerlernde brm köke sahp ken brnc farklarında durağan hale gelmektedrler. Dolayısı le değşkenlern I(1) oldukları görülmektedr. Bu nedenle br sonrak aşamada lgl değşkenler arasında br uzun dönem lşksnn mevcut olup olmadığı araştırılmaktadır. 3.3. Westerlund ve Edgerton (2007) Eşbütünleşme Test Çalışmada, eşbütünleşme lşksn tesp etmek üzere Westerlund ve Edgerton (2007) tarafından gelştrlen panel bootstrap eşbütünleşme test kullanılmıştır. Test McCoskey ve Kao (1998) nun Lagrange çarpanı (LM) testne dayalı olup eş bütünleşmenn olduğu sıfır hpotezne sahptr. Bu test yatay kes brmler arasında ve çersnde korelasyona zn vermek çn bootstrap özellğn kullanmaktadır. Eleyc örneklem şemasına (seve-samplng scheme) dayalı olup smülasyon sonuçları asmptotk testlerdek sapmaları azalttığına şaret etmektedr. İlave olarak küçük örneklemlerde y performansa sahp olduğu sonucuna varılmıştır. y skalar varyantı göstermek üzere, y x z (4) şeklnde fade edldğnde, zaman boyutu ve yatay kes boyutu sırasıyla t 1,2,..., N 1,2,..., N x şeklnde gösterlmektedr. vektörü se regresörler k çermektedr k, bu çalışmada, L, T, R değşkenlernden barettr. y se bağımlı değşken temsl etmektedr. Regresörlern saf rassal yürüyüş sürec z zledkler varsayılmaktadır. Hata term z, u v şeklndek ver unsurları t 2 v j temslne sahptr. j1 ve j ( ) se sıfır ortalama ve varyansı le bağımsız ve özdeş (..d) br sürec fade etmektedr. Eşbütünleşme testnn sonuçları Tablo 3 de verlmştr. Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 47
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz Tablo 3: Westerlund ve Edgerton (2007) Eşbütünleşme Test Sonuçları Model LMstatstğ Asmptotk olasılık değer Bootstrap olasılık değer Sabl Model 8,925 0,000 a 0,926 Sab ve Trendl 18,180 0,000 a 0,745 Model Not: Bootstrap döngü sayısı 2000 dr. Test eşbütünleşme sıfır hpotez altında uygulanmıştır. a %1 düzeynde sıfır hpoteznn reddedldğne şaret etmektedr. Tablo 3 de görüldüğü üzere yatay kes bağımsızlığı altında asmptotk olasılık değer eşbütünleşmenn olmadığına şaret etmektedr. Modeln yatay kes bağımlılığı testne a CDLM test statstğ 171,464 (0,000 olasılık değer le) 1 değernde olup yatay kes bağımsızlığı sıfır hpotezn %1 düzeynde reddetmektedr. Kısacası, yatay kes bağımlılığının varlığı bootstrap olasılık değernn kullanılmasını gerektrmektedr k, bu değere göre eşbütünleşme lşksnn var olduğunu fade eden sıfır hpotez reddedlememektedr. Br başka fade le kş başı çıktı, Ar-Ge harcamaları, tcar açıklık düzey, sthdam düzey ve fzksel sermaye yatırımları arasında uzun döneml br lşk mevcuttur. 3.4. Parametre Homojene Test ve Uzun Dönem İlşksnn Tahmn Eşbütünleşme lşksnn varlığına dayalı olarak eşbütünleşme vektöründek uzun dönem parametrelernn hesaplanması gerekmektedr. Bu amaçla her br panel üyes çn heterojen eşbütünleşme vektörünün tahmnne zn veren Pedron (2000) nn heterojen FMOLS (tam değştrlmş en küçük kareler, EKK) tahmncs kullanılmaktadır. Fakat öncelkle eşbütünleşme vektöründek eğm parametrelernn homojene testnn yapılması gerekldr. Ülkelern ekonomk yapı açısından öneml farklılıklara sahp olmalarından ötürü yapılan homojene varsayımı sapmalı sonuçlara yol açablr ve yanlış çıkarımlar ortaya koyablr k, bu durum doğru olmayan polk önermelere de sebep olmaktadır. Bu amaçla Pesaran ve Yamagata (2008) tarafından önerlen Delta testler ( ˆ, ˆ adj, ~, ~ ) kullanılmıştır. Testte (3) adj no lu denklemde yer alan eğm katsayılarının homojen olduğunu fade eden H 0 : j ( j 1,2,3,4 ) hpotezne karşılık eğm parametrelernn heterojen olduğunu fade eden H a : j şeklndek hpotez sınanmaktadır. Bu çalışmada ~ ve ~ şeklnde fade edlen k test statstğne a sonuçlar rapor edlmştr. ~ adj büyük örneklemler çn, ~ se küçük örneklemler çn daha uygundur. Ayrıca ˆ adj ve ˆ dye adlandırılan k ayrı test statstğ daha mevcuttur. Fakat Pesaran ve adj Yamagata (2008) ~ ye dayalı testlern ˆ ya dayalı testlere kıyasla daha y ölçüm özellklerne sahp olduklarını fade etmştr. 1 ~ N Sˆ k 1 ~ N le ~ N S E( zˆ T ) adj N (5) 2k Var ( zˆ T ) Burada k açıklayıcı değşken sayısını, N yatay-kes sayısını, Ŝ ve S ~ Swamy (1970) tarafından önerlen test statstklern göstermektedr. Çalışmadan elde edlen ~ test statstğ 15,830 (0,000 olasılık değer le), ~ test statstğ se 18,008 adj (0,000 olasılık değer le) değernde olup %1 düzeynde eğm parametrelernn 48 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
B. ÖZCAN, A. ARI homojenlğn fade eden H hpotezn reddetmektedr. Bu nedenle eşbütünleşme 0 vektöründek parametre tahmnlernde heterojeney dkkate alan FMOLS tahmncsnden faydalanılmıştır. Pedron (2000), Phllps ve Hansen (1990) tarafından gelştrlen zaman sers FMOLS tahmncsn panel verye adapte ederek panel FMOLS tahmncsn gelştrmştr. FMOLS tahmncs, eşbütünleşk denklem ve stokastk şoklar arasındak uzun dönem korelasyonun neden olduğu tahmn problemlernden kaçınmak çn yarı parametrk br düzeltme yöntem kullanmaktadır. Bu nedenle, FMOLS tahmncs hem endojene sapmasını hem de otokorelasyonu düzeltmesnden ötürü büyük br avantaja sahptr. Panel FMOLS un üç farklı tahmncs mevcuttur: Kalıntı-FM ve düzeltlmş-fm tahmncler grup çnde very brleştrmektedr. Üçüncü tahmnc olan grup-fm tahmncs se very gruplar arasında brleştrmektedr (Pedron, 2001). Bu çalışmada eşbütünleşme vektöründe heterojenenn varlığı durumunda çok büyük esneklk sağlayan grup-fm tahmncsnden faydalanılmıştır. Ayrıca Pedron (2000), grup-fm nn küçük örneklemlerde dğer tahmnclere kıyasla daha küçük çaplı boyut bozulmalarına zn verdğnden söz etmektedr. İlave olarak grup ç tahmnclerden elde edlen test statstkler H 0 : şeklndek sıfır hpotezn tüm ler çn 0 H A : A 0 şeklndek alternatf hpoteze karşı sınamaktadır. Fakat, H gruplararası tahmnclerden elde edlen test statstkler se : 0 0 şeklndek H : sıfır hpotezn A 0 şeklndek alternatf hpoteze karşı sınmaktadır k, j burada (3) no lu denklemde yer alan lern H A altında aynı olması gerekl değldr. Grup-FM tahmncs N * 1 ˆ * GFM FM, ˆ N şeklnde hesaplanmaktadır. * Burada, FM (3) no lu denklemn her br yatay kes çn hesaplanmış zaman sers FMOLS tahmnn göstermektedr. Grup-FM tahmncsnn t statstkler se N 1/ 2 ˆ * N GFM t ˆ* FM, 1 1 t şeklnde elde edlmektedr. 2 2 FMOLS tahmncs yatay kes bağımlılığını dkkate almamaktadır. Fakat, zaman kukla değşkennn (tdum) modele dahl edlmes le panel oluşturan brmler arasındak ortak zaman etkler yok edleblmektedr. Bu nedenle Pedron tarafından yazılan RATS kodunda FMOLS tahmnnde tdum seçeneğ lave edlerek, yatay kes bağımlılığı sorunu çözülmüştür. Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 49
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz Tablo 4: FMOLS Tahmn Sonuçları Country R k L T Avusturya 0,03 (0,76) -0,12 (-1,42) 0,60 a (3,68) -0,01 (-0,12) Kanada 0,16 a (3,58) 0,31 a (3,70) -0,36 a (-2,64) 0,00 (0,13) Danmarka -0,04 (-0,49) -0,13 (-1,34) 0,56 a (3,01) -0,16 b (-2,44) Fnlandya 0,24 a (4,11) 0,26 c (1,91) 1,43 a (2,79) 0,64 a (4,85) Fransa 0,39 a (17,62) 0,27 a (12,38) -1,13 a (-5,43) 0,19 a (7,98) Almanya -0,29 a (-3,07) 0,04 (0,49) 1,45 a (5,49) 0,11 a (5,07) İrlanda -0,07 (-0,97) 0,02 (0,64) 1,13 a (20,83) 0,38 a (5,00) İtalya 0,82 a (4,05) -0,27 (-1,48) -0,50 (-0,88) 0,65 a (3,17) Japonya 0,05 (1,16) 0,48 a (9,03) 0,33 a (2,84) 0,08 a (4,79) Hollanda -0,09 a (-10,31) 0,27 a (12,94) 0,00 (0,09) 0,03 (1,10) Portekz 0,04 a (3,34) 0,33 a (11,85) 0,27 b (2,17) 0,16 a (5,11) İspanya -0,17 b (-2,35) 0,19 a (3,50) 0,04 (0,40) -0,11 b (-2,56) Türkye 0,26 a (11,23) 0,48 a (13,92) -0,16 c (-1,89) 0,06 (1,18) İngltere -0,15 b (-2,04) 0,14 (0,53) 0,26 (0,32) -0,09 (-0,76) ABD 0,07 a (3,59) 0,28 a (3,50) -0,21 (-1,48) 0,14 a (3,39) Panel 0,08 a (7,80) 0,17 a (18,11) 0,25 a (7,57) 0,14 a (9,27) Not: a, b ve c sırası le %1, %5 ve %10 düzeynde anlamlılığı göstermektedr. t statstkler parantez çersnde rapor edlmştr. Ülke sonuçları değerlendrldğnde çalışmanın ana değşken olan Ar-Ge harcamaları Kanada, Fnlandya, Fransa, İtalya, Portekz, Türkye ve ABD de büyüme üzernde pozf etkye sahp görünürken Almanya, Hollanda, İspanya ve İngltere de beklenmedk şeklde büyümey negatf yönde etklyor görünmektedr. Bu sonuç, her ne kadar tüm gelşmş ülkeler çn genelleştrleblr br sonuç olmasa da Ar-Ge harcamaları açısından yeterl br düzeye erşmş olan bu 4 gelşmş OECD ülkes çn harcamaların htyaç duyulan başka alanlara kaydırılması gerektğ şeklnde yorumlanablr. Ayrıca Ar-Ge harcamaları Avusturya, Danmarka, İrlanda ve Japonya çn büyüme sürecnde statstk olarak anlamlı katkıda bulunmamaktadır. Bu durum söz konusu bu ülke grubu çn büyüme sürecnn dğer sermaye türlernden etklendğ şeklnde yorumlanablr. İknc değşken olan fzksel sermaye yatırımlarındak artışın büyüme sürecn pozf yönde etkledğ ülkeler sırası se Kanada, Fnlandya, Fransa, Japonya, Hollanda, Portekz, İspanya, Türkye ve ABD dr. Ayrıca Avusturya, Danmarka, 50 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
B. ÖZCAN, A. ARI Almanya, İrlanda, İtalya ve İngltere çn fzksel sermayenn ekonomk büyüme üzernde statstk açıdan anlamlı br etkye sahp olmadığı tesp edlmştr. Br dğer değşken olan tcar açıklık düzey se Fnlandya, Fransa, Almanya, İrlanda, İtalya, Japonya, Portekz ve ABD de ekonomk büyüme üzernde beklenldğ gb pozf etkye sahp ken Danmarka ve İspanya da negatf etkye sahptr. Fakat Avusturya, Kanada, Hollanda, Türkye ve İngltere çn büyüme üzernde statstk olarak anlamlı etkye sahp değldr. İsthdam düzey değşken se Avusturya, Danmarka, Fnlandya, Almanya, İrlanda, Japonya ve Portekz çn büyümey olumlu etklerken Kanada, Fransa ve Türkye de büyümey olumsuz yönde etklemektedr. Bu durum ktsat dsplnnde gzl şszlk olarak blnen durum le açıklanablr. Bununla brlkte İtalya, Hollanda, İspanya, İngltere ve ABD de se büyüme üzernde etkye sahp değldr. Tüm ülkeler kapsayan panel çn sonuçlar değeriendrldğnde se tüm değşkenlern teork açıdan beklenldğ üzere ekonomk büyüme sürecnde pozf etkye sahp oldukları görülmektedr. Ekonomk büyüme sürecne en fazla katkıyı se sthdam değşken yapmaktadır. İsthdam düzeyndek %1 lk artış reel kş başı GSYİH y %0,25 oranında arttırmaktadır. Bu çalışmanın panel sonuçları le benzer şeklde, Coe ve Helpman (1995), Brecher vd. (1996), Islam (1995) ve L (1998) fzksel sermaye yatırımlarının ekonomk büyüme üzernde pozf etkye sahp olduğunu tesp etmşlerdr. İlaveten, Dava (2012) 7 Güney Afrka Kalkınma Topluluk üyes ülke çn, Yeboah vd. (2012) 38 Afrka ülkes, Mercan vd. (2013) se BRIC-T ülkeler çn tcar açıklığın büyüme üzernde pozf etklere sahp olduğunu saptamışlardır. Son olarak Apergs ve Payne (2010) le Fernandez vd. (2012) sthdam düzeyndek artışların ekonomk büyümey pozf yönde etkledğ sonucuna varmışlardır. Sonuç Uzun dönem ekonomk büyüme çn Ar-Ge faalyetlernn önem tartışılmaz br konuma gelmştr. Frmalar Ar-Ge yatırımları le kârlılığını ve rekabet gücünü artırmayı hedeflerken novasyon ve teknoloj transfer vasıtasıyla da ekonomk büyümey artırmaktadır. 1980 l yıllardan baren popüler hale gelmeye başlayan çsel (endojen) büyüme teorler Ar-Ge nn büyüme sürecndek rolünü gözler önüne sermştr. Klask büyüme teorlernde büyümenn motoru fzksel sermaye stoku olarak kabul edlmş ken yen büyüme teorler artık farklı sermaye türlernn de önemn vurgulamaya başlamıştır. Fzksel sermaye zaman çersnde ekonomk büyüme üzerndek payını beşer sermaye, Ar-Ge ve sosyal sermaye gb farklı öğelerle paylaşır hale gelmştr. Bu anlamda ülkeler zaman çersnde kalkınma hamlelernde farklı unsurları da dkkate almaları gerektğ blncne varmışlardır. Dolayısı le örneğn, Ar-Ge y destekleyc faalyetlere ağırlık vermş ve GSYİH çersnde Ar-Ge ye daha büyük pay ayırmaya önem vermşlerdr. Bu çalışmada seçlmş 15 OECD ülkes çn Ar-Ge harcamalarının ekonomk büyüme sürecndek rolü panel ver model le ncelenmektedr. Elde edlen bulgular Kanada, Fnlandya, Fransa, İtalya, Portekz, Türkye ve ABD şeklndek 7 OECD ülkes çn Ar-Ge nn büyümey pozf yönde etkledğn ortaya koymuştur. Fakat Almanya, Hollanda, İspanya ve İngltere de se Ar-Ge harcamalarındak artış beklenmedk br şeklde büyümey negatf yönde etklyor görünmektedr. Fakat tüm ülke panel çn ulaşılan sonuçlar, Ar-Ge harcamalarının reel kş başı gelr arttırdığı Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 51
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz yönündedr. Ayrıca, modele büyüme sürecnn temel belrleyenler olarak dâhl edlen dğer kontrol değşkenler (tcar açıklık düzey, sthdam düzey, fzksel sermaye stoku) se tüm ülke panel çn teorde beklendğ gb ekonomk büyümey pozf yönde etklemektedr. Dolayısı le elde edlen bulgular, söz konusu ülke grubu çn sermaye yatırımlarının büyüme sürecndek rolünü gözler önüne sermektedr. Bu anlamda, söz konusu OECD ülke panel çn Ar-Ge ye yönelk her türlü faalyetn desteklenmes ve GSYİH çersnden Ar-Ge faalyetlerne ayrılan payın arttırılması gerektğ fade edleblr. Kaynakça Agho, P. ve Howt, P. (1992), A Model of Growth Through Creatve Destructon, Econometrca, 60(2), 323-331. Altın, O. ve Kaya, A. (2009), Türkye de Ar-Ge Harcamaları ve Ekonomk Büyüme Arasındak Nedensel İlşknn Analz, Ege Akademk Bakış, 9(1), 251-259. Andersen, L. ve Babula, R. (2008), The Lnk Between Openness and Long-Run Economc Growth, Journal of Internatonal Commerce and Economcs, http://www.usc.gov/publcatons/332/journals/openness_growth_lnk.pdf Apergs, N. ve Payne, J.E. (2010), A Panel Study of Nuclear Energy Consumpton and Economc Growth, Energy Economcs, 32, 545 549. Arour, M.E.H., Youssef, A.B., M henn, H. ve Rault, C. (2012), Energy consumpton, economc growth and CO 2 emssons n Mddle East and North Afrcan countres, Energy Polcy, 45, 342 349. Blbao-Osoro, B. ve Rodrguez-Peso, A. (2004), From R&D to Innovaton and Economc Growth n the EU, Growth and Change, 35 (4), 434-455. Brecher, R.A., Choudhr E.U. ve Schembr, L.L. (1996), Internatonal spllovers of knowledge and sectoral productvy growth: some evdence for Canada and the Uned States, Journal of Internatonal Economcs, 40, 299-322. Breusch, T.S. ve Pagan, A.R.(1980), The Lagrange Multpler Test and Its Applcatons to Model Specfcaton n Econometrcs, Revew of Economc Studes 47(1), 239 253. Coe, D.T. ve Helpman, E. (1995), Internatonal R&D Spllovers, European Economc Revew, 39, 859-887. Dava, E. (2012), Trade Lberalzaton and Economc Growth n the SADC: A Dfference-n-Dfference Analyss, 2012, III Conferênca Internaconal Do Iese. Falk, M. (2007), R&D Spendng n the Hgh-Tech Sector and Economc Growth, Research n Economcs, 61, 140-147. Fernández, N., Martínez, V. ve Sanchez-Robles, B. (2012), R&D and Growth n the Spansh Regons: An Emprcal Approxmaton, Internatonal Journal of Busness and Socal Scence 3(9), 22. Frees, E.W. (1995), Assessng Cross-Sectonal Correlaton n Panel Data, Journal of Econometrcs, 69, 393-414. Frere-Seren, M.J. (2001), R&D Expendure n an Endogenous Economc Growth, Journal of Economcs, 74(1), 39-62. Goel, R.K ve Ram, R. (1994), Research and Development Expendures and Economc Growth: A Cross Country Study, Economc Development and Cultural Change, 42, 403-411. 52 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
B. ÖZCAN, A. ARI Goel, R.K., Payne, J.E. ve Ram, R. (2008), R&D Expendures and US Economc Growth: A Dsaggregated Approach, Journal of Polcy Modelng, 30, 237-250. Grlches, Z. (1958), Research Costs and Socal Returns: Hybrd Corn and Related Innovatons, Journal of Polcal Economy, 66, 419-437. Grossman, G.M. ve Helpman, E. (1991a), Innovaton and Growth n the Global Economy, Cambrdge Mass: MIT Press. Grossman, G.M. ve Helpman, E. (1991b), Qualy Ladders n the Theory of Growth, The Revew of Economc Studes, 58(1), 43-61. Grossman, G.M. ve Helpman, E. (1991c), Qualy Ladders and Product Cycles, The Quarterly Journal of Economcs, 106(2), 557-586. Guellec, D. ve Pottere, B.P. (2001), R&D and Productvy Growth: Panel Data Analyss of 16 OECD Countres, OECD Economc Studes, No. 33, 2001/II, 103-126. Gülmez, A. ve Yardımcıoğlu, F. (2012), OECD Ülkelernde ARGE Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Eşbütünleşme ve Panel Nedensellk Analz (1990-2010), Malye Dergs, Sayı: 163, Temmuz-Aralık 2012. Haggar, M.H. (2012), Greenhouse Gas Emssons, Energy Consumpton and Economc Growth:A Panel Contegraton Analyss from Canadan Industral Sector Perspectve, Energy Economcs, 34, 358-364. Im, K.S., Pesaran, M.H. ve Shn, Y. (2003), Testng for Un Roots n Heterogeneous Panels, Journal of Econometrcs, 115, 53-74. Islam, N. (1995), Growth Emprcs: A Panel Data Approach, Quarterly Journal of Economcs, 110(4), 1127-1170. Jones, C.I. (1995), R&D-Based Models of Economc Growth Journal of Polcal Economy, 103(4), 759-84. Leybourne, S. (1995), Testng for un roots usng forward and reverse Dckey Fuller regressons, Oxford Bulletn of Economcs and Statstcs, 57(4), 559 571. L, D. (1998), Investment Rate and Economc Growth n the Long Run: Emprcal Tests of Endogenous Growth Models, unpublshed Ph.D. thess, Carleton Unversy, Ottawa. Lucas, R.E. (1988), On Mechansm of Economc Development, Journal of Monetary Economcs, 22(1), 3-42. McCoskey, S. ve Kao, C. (1998), A Resdual-Based Test of the Null of Contegraton n Panel Data, Econometrc Revews, 17(1), 57-84. Mercan, M., Göçer, İ., Bulut Ş. ve Dam, M. (2013), The Effect of Openness on Economc Growth for BRIC-T Countres: Panel Data Analyss, Eurasan Journal of Busness and Economcs 2013, 6(11), 1-14. Narayan, S., Narayan, P.K. ve Mshra, S. (2010), Investgatng the Relatonshp Between Health and Economc Growth: Emprcal Evdence from a Panel of 5 Asan Countres, Journal of Asan Economcs, 21, 404-411. Nelson, R.R. ve Phelps, E.S. (1966), Investment n Human, Technologcal Dffuson, and Economc Growth, Amercan Economc Revew Proceedngs, LVI, 69-75. OECD Scence, Technology, and R&D Statstcs, http://www.oecd-lbrary.org/ scence-and-technology/data/oecd-scence-technology-and-r-d-statstcs_strddata-en Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 53
Araştırma-Gelştrme Harcamaları ve Ekonomk Büyüme İlşks: Panel Ver Analz Özer, M. ve Çftç, N. (2008), Ar-Ge Tabanlı İçşel Büyüme Modeller ve Ar-Ge Harcamalarının Ekonomk Büyüme Üzerne Etks: OECD Ülkeler Panel Ver Analz, SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araştırmalar Dergs, 9(16), 219-240. Pantula, S.G., Gonzalez, F.G. ve Fuller, W.A. (1994), A Comparson of Un-Root Test Crera, Journal of Busness and Economc Statstcs, 12, 449 459. Pedron, P. (2000), Fully Modfed OLS for Heterogeneous Contegrated Panels, Advanced n Econometrcs 15, 93 130. Pedron, P. (2001), Purchasng Power Pary Tests n Contegrated Panels, Revew of Economcs and Statstcs, 83, 727-31. Pesaran, M.H. (2004), General Dagnostc Tests for Cross Secton Dependence n Panels, Cambrdge Workng Papers n Economcs, No: 0435, http://www.econ.cam.ac.uk/dae/repec/cam/pdf/cwpe0435.pdf. Pesaran, M.H. ve Yamagata, T.(2008), Testng Slope Homogeney n Large Panels, Journal of Econometrcs 142(1), 50-93. Pessoa, A. (2010), R&D and Economc Growth:How Strong s the Lnk?, Economcs Letters, 107, 152-154. Phllps, P., ve Hansen, B. (1990), Statstcal Inference n Instrumental Varables Regresson wh I(1) Processes, Revew of Economc Studes, 57, 99 125. Romer, P.M. (1986), Increasng Returns and Long-Run Growth, Journal of Polcal Economy, 94(5), 1002-1037. Romer, P.M. (1990), Endogenous Technonogcal Change, Journal of Polcal Economy, 98(5), 71-102. Sadraou, T. ve Zna, N.B. (2009), Dynamc Panel Data Analyss for R&D Cooperaton and Growth, Internatonal Journal of Foresght and Innovaton Polcy, 5(4), 218-233. Smh, V., Leybourne, S. ve Km, T.H. (2004), More Powerful Panel Un Root Tests wh an Applcaton to the Mean Reverson n Real Exchange Rates, Journal of Appled Econometrcs 19, 147 170. Solo, V. (1984), The Oder of Dfferencng ARIMA Models, Journal of the Amercan Statstcal Assocaton, 79, 916 921. Solow, R.M. (1956), A Contrbuton to the Theory of Economc Growth, Quarterly Journal of Economcs, 70, 65-79. Stokey, N.L. (1995), R&D and Economc Growth, The Revew of Economc Studes, 62(3), 469-489. Swamy, P. (1970), Effcent Inference n a Random Coeffcent Regresson Model, Econometrca, 38, 311-323. Swan, T.W. (1956), Economc Growth and Capal Acunulaton, Economc Record, 32(2), 334-361. Sylwester, K. (2001), R&D and Economc Growth, Knowledge, Technology & Polcy, 13(4), 71-84. Westerlund, J. ve Edgerton, D. (2007), A Panel Bootstrap Contegraton Test, Economcs Letters, 97, 185-190. World Development Indcators (2014), http://data.worldbank.org/data-catalog/ world-development-ndcators Yanyun, Z. ve Mngqan, Z. (2004), R& D and Economc Growth: Panel Data Analyss n ASEAN+3 Countres, A Jont Conference of AKES, RCIE, and KDI: Korea and the World Economy, III, July 3-4, Sungkyunkwan 54 Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014
B. ÖZCAN, A. ARI Unversy, Seoul, Koreahttps://faculty.washngton.edu/karyu/confer/seoul04/ papers/zhao.pdf Yaylalı, M., Akan, Y. ve Işık, C. (2010), Türkye de ARGE Yatırım Harcamaları ve Ekonomk Büyüme Arasındak Eşbütünleşme ve Nedensellk İlşks: 1990-2009, The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Management, V(II), 13-26. Yeboah, O., Naanwaab, C. ve Saleem, S. (2012), Effects of Trade Openness on Economc Growth: The Case of Afrcan Countres, The Southern Agrcultural Economcs Assocaton Annual Meetng, Brmngham, AL, February 4-7, 2012. Malye Dergs Sayı 166 Ocak-Hazran 2014 55