İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI

Transkript

1 İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI Onur GÖZBAŞI * ÖZ Bu çalışmanın amacı, İMKB ile gelişmeke olan yedi ülkenin (Arjanin, Brezilya, Meksika, Hindisan, Malezya, Macarisan ve Mısır) hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimi incelemekir. Bu amaç doğrulusunda, Aralık 1995-Aralık 28 dönemine ai hafalık veriler kullanmak sureiyle eşbüünleşme ve nedensellik analizlerine başvurulmakadır. Elde edilen sonuçlar İMKB ile Brezilya, Hindisan ve Mısır borsaları arasındaki uzun dönemli ilişkiyi oraya koyarken; kısa dönemde söz konusu 3 ülkenin yanı sıra İMKB ile Meksika ve Macarisan borsaları arasındaki ekileşime işare emekedir. Buna göre İMKB hala bazı gelişmeke olan ülke borsalarından bağımsızdır ve yaırımcılara uluslararası çeşilendirme imkanı sunabilecek bir borsa konumundadır. Anahar Kavramalar: Hisse Senedi Piyasaları, Büünleşme, Gelişmeke Olan Piyasalar, Sınırlar Tesi Eşbüünleşme Yaklaşımı, Toda-Yamamoo Nedensellik Tesi. INTERACTION BETWEEN ISE AND EMERGING STOCK MARKETS: COINTEGRATION AND CAUSALITY ANALYSIS ABSTRACT This sudy primarily aims o examine he ineracion beween he Isanbul Sock Exchange (ISE) and he sock markes of 7 developing counries (namely Argenina, Brazil, Mexico, India, Malaysia, Hungary and Egyp). To his end, i employs coinegraion and causaliy analyses on he basis of he weekly daa beween December 1995 and December 28. The obained resuls demonsrae he long-erm relaionship beween he ISE and Brazilian, Indian and Egypian sock markes, while i also indicaes he shor-erm ineracion of he ISE wih Mexican and Hungarian sock markes along wih he hree counries in quesion. As revealed by he sudy resuls, he ISE is sill independen from cerain emerging sock markes, offering invesors inernaional diversificaion opporuniies o a cerain exen. Key Words: Sock Markes, Emerging Markes, Bounds Tesing Approach o Coinegraion, Toda-Yamamoo Causaliy Tes. * Yrd. Doç. Dr., Nuh Naci Yazgan Üniversiesi, İşleme Bölümü. Makalenin kabul arihi: Aralık 21

2 1 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss GİRİŞ Finansal serbesleşme uygulamaları başa olmak üzere yirminci yüzyılın son çeyreğinde yaşanan ekonomik, poliik ve eknolojik gelişmeler uluslararası sermaye harekelerini ve dolayısıyla piyasalar arasındaki büünleşmeyi arırmışır (Bekaer, 1995: 75; Bekaer vd., 23; Tai, 27; Karim ve Majid, 21). Arouri (24), bu durumun sonucu olarak piyasaların ekinliğinin aracağına, buna karşın yaırımcılar açısından çeşilendirmenin sağlayacağı faydaların azalacağına işare emekedir. Niekim konuyu kapsamlı bir biçimde ele alan Levy ve Sarna (197) ve Solnik (1974) gibi öncü çalışmalardan iibaren hisse senedi piyasaları arasındaki büünleşmenin armasıyla uluslararası hisse senedi piyasalarında çeşilendirme yapmanın daha az ekin olacağı, yaırımcıların uluslararası çeşilendirme yoluyla riskleri minimize eme imkanlarının daralacağı sıkça vurgulanmakadır (Chan vd., 1992; Defusco vd., 1996; Narayan ve Smyh, 25). Bu çalışmanın emel amacı İsanbul Menkul Kıymeler Borsası (İMKB) hisse senedi piyasası ile gelişmeke olan Arjanin, Brezilya, Meksika, Hindisan, Malezya, Macarisan ve Mısır hisse senedi piyasaları arasındaki kısa ve uzun dönemli ekileşimi araşırmakır. Bu amaç doğrulusunda eşbüünleşme ve nedensellik analizlerine başvurulmakadır. Lieraür incelendiğinde, ulusal hisse senedi piyasalarının büünleşmesi üzerine yapılan çalışmaların sayısında son yıllarda arış gözlenmekedir. Bununla birlike söz konusu çalışmalarda daha çok gelişmiş ülke piyasalarının kendi aralarındaki büünleşmesi (ör., Kasa, 1992; Kanas, 1998, Ozdemir ve Cakan, 27) veya gelişmeke olan ülkeler ile gelişmiş ülkelerin hisse senedi piyasalarının büünleşmesi incelenmekedir (ör., DeFusco vd., 1996; Chan vd., 1997; Tabak ve Lima, 22; Karim ve Majid, 21). Gelişmeke olan piyasalar arasındaki ekileşimi inceleyen çalışmalara ise nadiren raslanmakadır (ör., Hassan, 23) Bu çalışma, gelişmeke olan İMKB ile önde gelen diğer gelişmeke olan piyasalar arasındaki ekileşimin incelemesi bakımından önemli olabilir. Ayrıca, İMKB son yıllarda göserdiği performans ile yabancı yaırımcıların ilgisini çeken bir piyasa konumundadır. İMKB de işlem gören şirkelerin halka açık kısmı için yabancı saklama bakiyeleri kayıları incelendiğinde, yabancılara ai hisse senelerinin oplam hisse senelerine oranı 2 yılı sonunda %4.9 iken, 27 yılı sonunda %72.3 e kadar yükselmişir. Bu oran 29 yılında %67 olarak gerçekleşmişir. Ayrıca, son 1 yıllık dönemde gerçekleşirilen birincil halka arzların %66 sı yabancı yaırımcılar arafından alep görürken, aynı dönemde İMKB opan saışlar pazarında yabancı yaırımcıların %72 lik paya sahip olduğu da görülmekedir (SPK, 29: 45-46; TSPAKB, 21: 64-66). Dolayısıyla İMKB ile diğer ülke piyasaları arasındaki ilişkiyi espi emek uluslararası porföy çeşilendirmesi yaparak risklerini azalmak iseyen yaırımcılara yol göserici olabilir. Bunun da öesinde uluslararası piyasalar ile enegre bir piyasa daha ekin bir piyasa olarak kabul edildiğinden, konu piyasa ekinliği açısından da önemli olarak kabul edilebilir.

3 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 11 Çalışmanın geri kalanı şu şekilde düzenlemişir. Birinci bölümde konuyla ilgili ulusal ve uluslararası lieraür incelenmekedir. İkinci bölümde çalışmanın veri ve yönemi açıklanırken, üçüncü bölümde elde edilen bulgular ve değerlendirmeler yer almakadır. I. LİTERATÜR İNCELEMESİ Lieraürde farklı dönemlerde farklı yönemler uygulayarak hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimi inceleyen çalışmalar mevcuur. Kasa (1992), Ocak 1974-Ağusos 199 dönemine ai aylık ve üç aylık verileri kullandığı çalışmada gelişmiş ABD, Japonya, İngilere, Almanya ve Kanada piyasalarını sürükleyen orak bir rendin varlığını oraya koymakadır. Chan vd. (1997), çoğu gelişmiş on sekiz ülkeye ai hisse senedi piyasasının dönemine ai aylık endeks verileri ile yapılan analizler sonucunda ele alınan hisse senedi piyasalarının çok azı arasında eşbüünleşme ilişkisini oraya koymakadır. Çalışmada, bu sonuca bağlı olarak veri dönemi içerisinde gerçekleşen büyük çöküşün 1 piyasaların büünleşme derecelerini arıracağı hipoezi reddedilmiş ve piyasalar arasında bulaşma ekisinin zayıf olduğu vurgulanmışır. Benzer çalışmada Ewing vd. (1999), Kuzey Amerika hisse senedi piyasaları arasındaki büünleşmeyi Kuzey Amerika Ülkeleri Serbes Ticare Anlaşması (NAFTA) ya geçiş sürecini de içeren Aralık Mar 1997 dönemine ai aylık verileri kullanarak incelemişir. Yapılan analizler sonucunda hisse senedi piyasaları arasında eşbüünleşme ilişkisine raslanmamışır. Bu sonuçlar, NAFTA ya geçişin piyasalarda büünleşmeyi arırmadığını oraya koymakadır. Tabak ve Lima (22), Ocak 1995-Mar 21 dönemine ai günlük verilerle yedi Lain Amerikan ülkesinin hisse senedi piyasasının ABD hisse senedi piyasası ile eşbüünleşik olmadığını oraya koymakadır. Ocak Kasım 1996 dönemine ai günlük veriler kullanarak alı gelişmiş Avrupa ülkesiyle Amerikan hisse senedi piyasaları arasındaki büünleşmeyi üç farklı yönem kullanarak inceleyen Kanas (1998), Avrupa ile Amerikan hisse senedi piyasaları arasında uzun dönemli ilişki olmadığını espi emişir. Buna karşın daha ileri dönemi kapsayan Ağusos 199- Temmuz 26 dönemine ai günlük verileri kullanarak Amerikan, Japonya, Fransız ve İngiliz hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimi doğrusal ve doğrusal olmayan Granger nedensellik esleri araşıran Ozdemir ve Cakan (27), söz konusu piyasalar arasındaki güçlü ekileşime işare emekedir. Buna göre, Amerikan hisse senedi piyasalarından diğer her üç piyasaya doğru doğrusal nedensellik söz konusudur. Ocak Haziran 2 dönemine ai günlük verilerle Avrupa hisse senedi piyasalarının kendi arasındaki büünleşmesini inceleyen Frazscher (22), büünleşmenin 199 lı yılların ikinci yarısından iibaren daha yüksek düzeyde olduğunu; özellikle Euro nun orak para birimi olarak kabul edilmesi ile büün- 1 Dow Jones Endüsri Oralamasının ek bir işlem gününde %22.6 değer kaybeiği ve kara Pazaresi olarak adlandırılan 19 Ekim 1987 günü dünya piyasalarında büyük bir gerileme olmuşur.

4 12 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss leşmenin daha da arığını belirmekedir. Narayan ve Smyh (25), Yeni Zelanda hisse senedi piyasasının Avusralya ve G7 ülkeleri piyasaları ile büünleşmesini Johansen (1988) ve Gregory ve Hansen (1996) esleri ile incelemiş ve Yeni Zelanda piyasasının ABD hariç, diğer ülke hisse senedi piyasalarından bağımsız hareke eiğini espi emişir. Dolayısıyla Yeni Zelanda piyasası risken kaçınmak iseyen yaırımcılar için uluslararası porföy çeşilendirmesi yapabilecekleri bir poansiyel sunmakadır. Chan vd. (1992), Hong Kong, Güney Kore, Singapur, Tayvan, Japonya ve ABD hisse senedi piyasaları arasında büünleşme olmadığını oraya koymakadır. Buna karşın Subramanian (28), Ocak 2- Ağusos 28 dönemine ai günlük verilerin kullandığı çalışmada birbirine komşu Çin, Japonya, Hong Kong ve Kore hisse senedi piyasalarının eşbüünleşik olduğunu espi emişir. Tai (27) Hindisan, Kore, Malezya, Filipinler, Tayvan ve Tayland gibi gelişmeke olan Asya piyasalarında uygulanan finansal serbesleşme poliikalarının bu piyasaların dünya piyasaları ile büünleşmesinde önemli değişikliklere neden olduğunu oraya koymakadır. Korajczyk (1996) ya göre gelişmeke olan ülke borsaları, gelişmiş ülke borsalarına göre, diğer borsalarla daha düşük derecede büünleşme derecesine sahipir. Husain ve Saidi (2), gelişmeke olan Pakisan piyasasının Ocak 1988-Aralık1993 döneminde gelişmiş yedi ülkenin hisse senedi piyasasından bağımsız olduğunu oraya koymakadır. Hassan (23), Ekim 1994-Ağusos 21 dönemine ai hafalık verilerle Körfez bölgesinde komşu Kuvey, Bahreyn ve Umman hisse senedi piyasalarının büünleşik olduğunu espi emişir. Marashdeh (25), yıllarına ai aylık emel endeks verilerini kullanarak Ora Doğu ve Kuzey Afrika bölgesindeki gelişmeke olan Türkiye, Ürdün, Fas, Mısır borsalarının kendi aralarında büünleşik olduğunu; buna karşın Mısır haricinde, gelişmiş ABD, İngilere ve Almanya piyasalarıyla büünleşik olmadığını espi emişir. Karim ve Majid (21), Malezya hisse senedi piyasası ile Malezya nın daha çok icari faaliyee bulunduğu ABD, Japonya, Singapur, Çin ve Tayland hisse senedi piyasalarının büünleşmesini Ocak Mayıs 28 hafalık verileri kullanmak sureiyle incelmekedir. ARDL sınır esi ve VAR modellerinin kullanıldığı çalışmanın sonuçları Malezya ile analize dahil edilen diğer hisse senedi piyasalarının büünleşik olduğunu oraya koymuşur. Yazarlara göre ülkeler arasındaki icari ilişkilerin yanı sıra coğrafi yakınlık ve ülkeler arasındaki icari ve yaırım engellerinin kaldırılması gibi liberalizasyon uygulamaları hisse senedi piyasaları arasındaki büünleşmeyi olumlu yönde ekilemekedir. Lieraürde farklı veri dönemlerini kapsayan ve farklı ekonomerik yönemler yardımıyla Türk hisse senedi piyasası ve uluslararası hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimini inceleyen çalışmalar yer almakadır. Söz konusu çalışmalarda daha çok İMKB ile gelişmiş piyasaların ekileşimi ele alınmaka (Bayri ve Güloğlu, 25; Küçükçolak, 28; Küçükkaya, 29; Mandacı ve Taşkın, 25; Berumen ve Ince, 25); bazı çalışmalarda ise gelişmiş piyasala-

5 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 13 rın yanı sıra gelişmeke olan piyasalar da analizlere dahil edilmekedir (Marashdeh, 25; Çıak ve Gözbaşı, 27; Korkmaz ve Çevik, 28; Kasman vd., 29). Söz konusu çalışmalarda kullanılan yönem ve veri dönemine bağlı olarak farklı sonuçlar elde edildiği görülmekedir. Bayri ve Güloğlu (25), 21 krizi öncesi ve sonrasını kapsayan iki dönemde ( ve 21-24) İMKB nin ABD ve AB hisse senedi piyasaları ile büünleşmesini araşırmışır. Sonuçlar, İMKB de işlem gören hisse senedi fiyalarının uzun dönemde uluslararası fakörlerden ekilediğini, İMKB ile ABD ve AB piyasaları arasında uzun dönem eşbüünleşme ilişkisi olduğunu belirmekedir. Benzer şekilde Berumen ve Ince (25), ABD hisse senedi piyasası performansının Türk hisse senedi piyasası üzerindeki ekilerini Ekim Haziran 24 dönemine ai günlük veriler kullanarak araşırmışır. Buna göre ABD piyasasını emsil eden S&P5 endeksinin İMKB-1 endeksi üzerinde 4 güne kadar devam emeke olan poziif ekisi söz konusudur. Buna karşın Amerikan piyasası İMKB den ekilenmemekedir. Bu bulgular Amerikan piyasasından Türk hisse senedi piyasasına doğru nedensellik espi eden Maneschiold (25) in bulgularını deseklemekedir. Bu sonuçlardan farklı olarak Küçükkaya (29), İMKB nin Amerikan hisse senedi piyasası ile olası kısa ve uzun dönemli ilişkilerini eşbüünleşme ve nedensellik analizleri ile incelmiş ve iki piyasanın eşbüünleşik bulunamamasına bağlı olarak İMKB nin poföy riskini azalmaka kullanılabilecek bir borsa olduğunu ifade emişir. Bununla beraber çalışmada uzun dönemde Amerikan piyasasından İMKB ye nedensellik de espi edilmişir. Yazara göre bu durum porföy çeşilendirilmesinden oraya çıkan yararı kısılayabilecekir. Marashdeh (25), İMKB nin Ora Doğu ve Kuzey Afrika bölgesindeki gelişmeke olan Ürdün, Fas, Mısır borsaları ile büünleşik; gelişmiş ABD, İngilere ve Almanya piyasalarıyla büünleşik olmadığını yılları aylık emel endeks verilerini kullanarak espi emişir dönemi verilerini ile İMKB yi risk ve geiri açısından AB üyesi ülkelerin borsaları ile karşılaşıran Mandacı ve Taşkın (25), İMKB ile AB borsaları arasındaki korelasyonun düşük olduğunu espi emişir. Buna göre İMKB, AB piyasalarındaki yaırımcılara porföy çeşilendirmesi sağlayabilecek bir piyasadır. Benzer şekilde Küçükçolak (28), Ocak 21- Aralık 25 dönemine ai günlük veriler kullanmak sureiyle İMKB ile Avrupa Birliği üyesi İngilere, Almanya ve Fransa nın yanı sıra Yunanisan hisse senedi piyasaları arasındaki uzun dönemli ilişkiyi araşırmışır. Sonuç olarak İMKB ile söz konusu ülkelerin hisse senedi piyasaları arasında uzun dönemli bir büünleşme ilişkisine raslanamamışır. Çıak ve Gözbaşı (27), Ocak 1986-Temmuz 26 dönemine ai aylık veriler kullanılarak gerçekleşirdikleri eşbüünleşme analizleri sonucunda İMKB ile gelişmiş İngilere, Almanya, ABD ve gelişmeke olan Hindisan hisse senedi piyasaları emel endekslerinin eşbüünleşik olduğunu oraya koymuşur. Söz konusu çalışmada ayrıca ülkelerin emel endeksleri yanında sınai, mali ve hizmeler endeksleri de Ocak 2 Temmuz 26 dö-

6 14 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss nemi için analize dahil edilerek büünleşmenin ana sekör endeksleri emelinde farklılık göserip gösermediği incelenmiş; sonuç olarak İMKB ile hiçbir ülkenin sekör endeksleri arasında eşbüünleşme ilişkisine raslanmamışır. Korkmaz ve Çevik (28) aylık endeks verileri kullanarak İMKB ile on iki gelişmiş ve yirmi iki gelişmeke olan ülke hisse senedi piyasası arasındaki eşbüünleşme ilişkisini incelemiş; İMKB nin yedi gelişmiş ve beş gelişmeke olan ülkenin hisse senedi piyasasıyla eşbüünleşik olduğunu oraya koymuşur. Kasman vd. (29) de benzer şekilde İMKB hisse senedi piyasası ile bazı gelişmiş ve gelişmeke olan ülkelerin hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimi incelemekedir. Çalışmada uygulanan geleneksel Engle ve Granger (1987) esi ile İMKB nin hiçbir hisse senedi piyasası ile eşbüünleşik olmadığı sonucuna varılırken; yapısal kırılmayı dikkae alan Gregory ve Hansen (1996) esi, İMKB nin bazı ülkeler ile eşbüünleşik olduğunu oraya koymuşur. Çalışmada ayrıca, İMKB nin özellikle Türkiye ile yakın icari ilişkileri bulunan Fransa, Almanya ve İngilere gibi ülkelerin borsaları ile daha çok ekileşimde olduğu da vurgulanmakadır. Genel bir değerlendirme yapılacak olursa, lieraürde yer alan çalışmalarda önemli makro ekonomik gelişmeler ve finansal serbesleşme poliikalarının yanı sıra coğrafi yakınlık ve bölgesel oraklıkların da piyasaların büünleşmesi açısından önemli olabileceği espi edilmişir. Ayrıca, zaman ilerledikçe piyasaların birbirleri ile daha çok uzun dönem ilişkisi sergilemek eğiliminde olduğu anlaşılmakadır. Bu durum da uluslararası porföy çeşilendirmesinin sağlayacağı olası yararları kısılamakadır. II. VERİ VE YÖNTEM A. VERİ Bu çalışmada gelişmeke olan sekiz ülkenin hisse senedi piyasası emel endeksleri için Aralık 1995-Ocak 29 dönemine ai 669 hafalık veriler kullanılmışır (Ek 1 ve Ek 2). İMKB ile birlike analize dahil edilen ülkeler Dünya Borsalar Federasyonu nun 29 sıralamasına göre piyasa değerleri kısmen büyük borsalar arasından, verilerin emin edilebilme kısıı alında seçilmişir (WFE, 29). Bloomberg veri abanından elde edilen dolar bazlı endeks değerleri doğal logarimaları alınmak sureiyle analizlere dahil edilmişir. B. YÖNTEM İMKB ve analize dahil edilen gelişmeke olan ülkelerin hisse senedi piyasaları arasındaki uzun ve kısa dönemli ilişkiler eşbüünleşme ve nedensellik analizleri yardımıyla incelenmekedir. Uzun dönem eşbüünleşme analizi için, Pesaran vd. (21) arafından gelişirilen ARDL (Auoregressive Disribued Lag) modeli, diğer adıyla sınırlar esine; kısa dönem nedensellik analiz için ise Granger (1969 ve 1988) ve Toda-Yamamoo (1995) eslerine başvurulmakadır.

7 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı Eşbüünleşme Analizleri Durağan olmayan iki zaman serisi eşbüünleşik ise, bu seriler durağan olan doğrusal bir ilişki ile sınırlandırılmaka, böylece birlike hareke eme eğilimi gösermeke ve bu ilişkiden sapmalar da geçici nielike olmakadır (Engle ve Granger, 1987). Dolayısıyla aralarında eşbüünleşme ilişkisi bulunan hisse senedi piyasaları arasında uzun vadede uluslararası porföy çeşilendirmesi imkanı olmayacakır. Diğer arafan, iki zaman serisi eşbüünleşik değil ise, uzun vadede büyük olasılıkla birbirlerinden ayrı hareke edecekleri ve aralarındaki sokasik (olasılıksal) fark da kalıcı olacağı için, diğer piyasalar ile eşbüünleşik olmayan hisse senedi piyasaları yaırımcılara uzun vadede uluslararası çeşilendirme yoluyla risklerini minimize eme imkanı sunabilecekir. Engle ve Granger (1987) ve Johansen ve Joselius (199) arafından gelişirilen eşbüünleşme analizlerine ampirik çalışmalarda yaygın şekilde başvurulmakadır. Pesaran vd. (21), sınırlar esinin yukarıda bahsedilen diğer yaklaşımlarından üsünlüğüne işare emekedir. Öncelikle bahsedilen diğer yaklaşımlar aynı dereceden büünleşik (genellikle birinci dereceden) olan serilere uygulanabilirken, sınırlar esi yaklaşımı söz konusu ön koşul olmadan da gerçekleşirilebilmekedir. Diğer bir ifadeyle, sınırlar esi analize dahil edilen değişkenlerin büünleşme derecelerine bağımlı olmamaka, yani değişkenler seviyelerinde (I()) veya birinci farklarında (I(1)) durağan veya değişkenlerin bazıları seviyelerinde diğerleri birinci farklarında durağan iken de uygulanabilmekedir. Bunun diğer bir anlamı da değişkenlerin büünleşme derecelerinin belirlenmesi için gerekli olan ön-eslere bu yönemde ihiyaç olmamasıdır 2. Böylece söz konusu öncü eslerde meydana gelebilecek haaların eşbüünleşme analizine aşınması riski de oradan kalkmakadır. Ayrıca Pesaran ve Shin (1999) e göre bu yaklaşım, sınırlı örneklemlerde daha iyi performans gösermeke ve uzun dönem eşbüünleşme vekörlerinin sandar normal dağılım alında ahmin edilmesini sağlamakadır. Analize dahil edilen İMKB ( ln IMKB ) ile diğer her bir ülkenin hisse senedi piyasası endeksi ( ln DU ) değişkenleri arasında eşbüünleşme ilişkisini belir- lemek üzere başvurulan sınırlar esi yaklaşımında aşağıdaki ARDL modeli ahmin edilmekedir: p p (1) Δ ln IMKB = μ+ ωδ ln IMKB + λδ ln DU + δ ln IMKB + δ ln DU + u k k k k k= 1 k= burada Δ birinci derece fark işlemcisi, p gecikme uzunluğudur. Modelde yer alan değişkenler arasında eşbüünleşme olmadığını sınayan sıfır hipoezi, H = δ1= δ2 = ; alernaif hipoez ise H 1 = δ 1, δ 2 şeklinde ifade 2 Burada belirilmesi gereken önemli bir noka, sınırlar esi yaklaşımının ikinci derecede durağan olan değişkenlerin olduğu durumlarda uygulanamayacağıdır.

8 16 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss edilmekedir. Eşbüünleşme ilişkisi ise F isaisikleri hesaplanarak espi edilmekedir. Pesaran vd. (21), değişkenlerin amamının I() ve değişkenlerin amamının I(1) olması durumları için kriik değerler ablosu oluşurulmuşur. Buna göre, hesaplanan F isaisiği kriik üs sınır değerinden büyük olursa, analize dahil edilen değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi olmadığını sınayan H hipoezi reddedilecek, yani değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığı kabul edilecek; hesaplanan F isaisiği kriik al değerden küçük olursa H hipoezi kabul edilecekir. Hesaplanan F isaisiğinin al ve üs kriik değerler arasında bulunması halinde ise değişkenlerin arasında eşbüünleşme ilişki olup-olmadığı konusunda karar verilememekedir (Pesaran vd., 21). 2. Nedensellik Analizleri Değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığı, aralarında en az bir yönlü nedensellik ilişkisi olduğuna işare emeke, ancak nedenselliğin yönünü gösermemekedir (Granger, 1988). Buradan harekele, analize dahil edilen hisse senedi piyasaları arasındaki kısa dönemli dinamik ilişkilerin yönünün belirlenmesi amacıyla Granger (1969 ve 1988) ve Toda ve Yamamoo (1995) nedensellik analizlerine başvurulmakadır. Nedensellik analizlerinin uygulamasında ilk olarak üm değişkenlerin içsel olarak kabul edildiği bir Vekör Ooregresif (VAR) modelin ahmin edilmesiyle yola çıkılmakadır. VAR modellerde sağlıklı sonuçlar elde edebilmek için ise öncelikle opimal gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmekedir. Bu çalışmada, sınırlı veri kümesi için Schwarz bilgi krierini öneren Lükepohl (1985) ile Kose ve Ucar (26) akip edilerek opimal gecikme uzunluğu Schwarz bilgi krierine göre belirlenmişir. Piyasalarda gerçekleşen aylık oralama hafa sayısı olan 4 gecikme maksimum gecikme olarak alınmış ve Schwarz krierini minimum yapan gecikme uzunluğu opimal gecikme olarak espi edilmişir. Ayrıca LM (Lagrange Muliplier) esi yapılarak ercih edilen gecikme uzunluğunda ookorelasyona raslanmadığı da eyi edilmişir. Sonuçlar Tablo 3 e yer almakadır. Granger (1969) nedensellik analizi değişkenler arasındaki nedenselliğin yönünü, analize dahil edilen birinci değişkenin cari değeri ile ikinci değişkenin geçmiş değerleri arasında ilişki olup olmadığını es emek sureiyle araşırmakadır. Uygulamada, öncelikle serilerin durağanlığı araşırılarak büünleşme dereceleri espi edilmeke 3, daha sonra eşbüünleşme esi uygulanmakadır. 3 Bu çalışmada durağanlık Augmened Dickey-Fuller (ADF), ve Kwiakowski-Phillips-Schmid-Shin (KPSS) birim kök esleri kullanılarak araşırılmakadır. Sıfır hipoezi alında durağanlığı reddeden ADF esleriyle birlike; sıfır hipoezi alında durağanlığı iddia eden ve Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (1992) arafından gelişirilen KPSS esi eyi amaçlı kullanılmakadır (Brooks 22, 382). ADF ve KPSS esleri ile durağanlığı espi emek üzere sabili ve rendsiz ve sabili ve rendli modeller kullanılmışır. Elde edilen sonuçlar analize dahil edilen hisse senedi piyasalarının her birinin düzey değerlerde birim köke

9 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 17 Eşbüünleşme espi edilirse, VAR modelleri Engle ve Granger (1987) arafından gelişirilen haa düzelme modeli şeklinde ahmin edilip, ardından nedensellik esi gerçekleşirilmekedir. Aynı dereceden büünleşik seriler arasında eşbüünleşme ilişkisine raslanmazsa, serilerin farkları alınmak sureiyle, VAR modelleri ahmin edilmekedir. Buna göre, durağan olmayan iki seri aynı zamanda eşbüünleşik de değil ise, İMKB ( ln IMKB ) ile analize dahil edilecek diğer her bir ülkenin hisse senedi piyasası endeksi ( ln DU ) değişkenleri arasında Granger nedenselliği espi emek üzere aşağıdaki birinci farklarda VAR modeli ahmini yapılır: p11 p12 α12 β11 i i β12 j j ε12 i= 1 j= (2) Δ ln IMKB = + Δ ln IMKB + Δ ln DU + p21 p22 α 22 β21 i i β22 j j ε22 i= 1 j= (3) Δ ln DU = + Δ ln DU + Δ ln IMKB + Buna göre, modelde yer alan diğer ülke endeksi değişkenine ( ln DU ) ai bilgilerin modele eklenmesi İMKB değişkeninin öngörüsüne kakı sağlıyorsa, ln DU değişkeni ln IMKB nin nedeni olarak kabul edilmekedir. Eşiliklerde değişkenler arasında Granger nedenselliği espi emek üzere, H : β 12 j = ve H 1 : β 22 j = hipoezleri Wald (F) esi uygulanarak es edilmekedir. Uygulama sonucunda, H ın kabul edilmesi ln DU değişkeni ln IMKB değişkeninin nedeni değildir olarak; H ın reddedilmesi yani gecikmeli kasayılardan en az birinin sıfırdan farklı olduğu durumda ise ln DU değişkeni ln IMKB değişkeninin nedenidir olarak kabul edilir. H ve H 1 hipoezinin birlike reddedilmesi de değişkenler arasında iki yönlü nedensellik ilişkisinin olduğu anlamına gelmekedir. Durağan olmayan ve eşbüünleşik olduğu espi edilen İMKB ile analize dahil edilecek diğer her bir ülkenin hisse senedi piyasası endeksi değişkenleri arasında Granger nedenselliğin yönünü espi emek üzere ise aşağıdaki vekör haa düzelme modeli ahmin edilir: T11 T12 α12 β11 i i β12 j j β13ε 1 1 i= 1 j= (4) Δ ln IMKB = + Δ ln IMKB + Δ ln DU + + u T21 T22 α22 β21 i i β22 j j β23ε 1 2 i= 1 j= (5) Δ DU = + Δ DU + Δ IMKB + + u sahip olduğunu, yani durağan olmadığını oraya koymakadır. Bu bulgu ele alınan hisse senedi piyasalarının zayıf formda ekin olduklarını da oraya koymakadır (bkz. Ek 3).

10 18 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss Vekör haa düzelme modeline bağlı olarak nedenselliğin yönünü espi emek üzere, açıklayıcı değişkenlere ai kasayılara Wald esi uygulanmaka; açıklayıcı değişkenlerin kasayılarının bir büün olarak sıfırdan farklı olmasını ( β 12 j = ; β 22 j = ) es eden boş hipoezin reddedilmesi de nedenselliğin varlığını gösermekedir. Diğer arafan, ilgili serilerin eşbüünleşik olması durumunda kısılı bir VAR modeli olan haa düzelme modelleri ile nedenselliğin es edilmesinde başvurulan F esi isaisiği geçerliliğini yiirebilmekedir (Toda ve Yamamoo 1995). Ayrıca, eşbüünleşme eslerinde oraya çıkabilecek haaların nedensellik eslerine aşınma riski de bulunmakadır. Söz konusu sakıncalara karşı Toda ve Yamamoo (1995) ile Dolado ve Lükepohl (1996) arafından önerilen yönemlere son zamanlarda lieraürde raslanmakadır. Bu çalışmada nedensellik ilişkisini incelemek üzere ve eyi amacıyla, ikinci yaklaşım olarak Toda ve Yamamoo (1995) arafından önerilen yöneme de başvurulmakadır. Toda ve Yamamoo (1995) prosedüründe Granger nedenselliğin espii için öncelikle analize dahil edilecek hisse senedi piyasası endeks serilerinin maksimum büünleşme dereceleri ( d max ), birim kök esleri yardımıyla espi edilmekedir. Ardından, VAR ( p + d ) modeli ahmin edilmeke ve Granger nedensellik eslerinde max olduğu gibi, ilk p gecikme için sandar Wald esi uygulanmakadır. Bu çalışmada analize dahil edilen serilerin hepsi için maksimum büünleşme derecesi 1 olarak espi edilmişir (Ek 3). III. BULGULAR VE DEĞERLENDİRME Tablo 1 de eşbüünleşme analizi sonuçlarını veren F isaisikleri yer almakadır. Görüldüğü gibi, İMKB ile Brezilya, Hindisan ve Mısır hisse senedi piyasaları arasında uzun dönemli bir denge ilişkisi söz konusudur, yani piyasalar eşbüünleşikir. Dolayısıyla, yaırımcılar açısından orak rende sahip bu piyasalar arasında uzun dönemde porföy çeşilendirmesi imkanı olmayacakır. Diğer arafan elde dilen bulgulara göre, gelişmeke olan Arjanin, Meksika, Malezya ve Macarisan borsaları uzun vadede büyük olasılıkla İMKB den ayrı hareke edecekleri ve aralarındaki sokasik (olasılıksal) fark da kalıcı olacağı için, İMKB ile birlike söz konusu hisse senedi piyasalarına yaırım yapan yaırımcılara uzun vadede uluslararası çeşilendirme yoluyla risklerini azalma imkanı sunabilecekir.

11 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 19 Tablo 1: Eşbüünleşme Analizi Sonuçları Gecikme Sayısı * Ülke 1** Eşbüünleşme Arjanin Yok Brezilya Var Meksika Yok Hindisan Var Malezya Yok Macarisan Yok Mısır Var Kriik Sınır Değerleri Al Sınır Üs Sınır % % % *Aylık hafa sayısı olan 4 gecikmeye kadar es isaisikleri elde edilmişir. Bu sayede farklı gecikme düzeylerinde sonuçların uarlı olduğu sınanmışır. İMKB ile eşbüünleşme ilişkisi bulunan ülkeler koyu olarak vurgulanmışır. ** Opimal gecikme sayısı. Opimal gecikme sayısında Brezilya ve Hindisan %1; Mısır için %5 düzeyinde eşbüünleşme söz konusudur. Tablo 2 de ise İMKB ile aralarında eşbüünleşme ilişkisi bulunan hisse senedi piyasaları arasındaki uzun dönem eşbüünleşme kasayıları sunulmakadır. Elde edilen sonuçlara göre, İMKB ile aralarında eşbüünleşme ilişkisi bulunan Brezilya, Hindisan ve Mısır borsaları için elde edilen uzun dönem kasayılarının herbiri %1 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlıdır. Bu sonuçlar Brezilya, Hindisan ve Mısır borsalarının emel endeksinde meydana gelecek %1 lik bir arışın Türk hisse senedi piyasasında sırasıyla %,67, %,81 ve %,59 luk bir arışa neden olacağını oraya koymakadır. Tablo 2: Uzun Dönem Kasayıları Brezilya Hindisan Mısır Kasayı (-is.) Kasayı (-is.) Kasayı (-is.) lndu.67* (5.4).81* (5.36).59* (6.8) Sabi.11 (2.48).19 (3.5).31 (3.78) LM SC 1.4 [.3] 2.39 [.12].94 [.33] FF.1 [.91].3 [.86].74 [.39] LM he 1.8 [.35] 1.39 [.9] 1.74 [.34] * %1 düzeyinde isaisiksel olarak anlamlılığı ifade emekedir. LM SC Breusch Godfrey LM ookorelasyon; FF Ramsey model kurma haası; LM he Whie değişen varyans sınaması es isaisikleridir. Köşeli paranez içindeki değerler olasılık değerleridir. Uzun dönem eşbüünleşme kasayıları ahmin edilirken ookorelasyon, değişen varyans ve model kurma haası problemlerini oradan kaldıran gecikme uzunlukları kullanılmışır. Tablo 3 de analize dahil edilen hisse senedi piyasaları arasındaki dinamik ilişkilerin yönünü veren Granger (1969 ve 1988) ve Toda ve Yamamoo (1995) nedensellik analizleri sonuçları yer almakadır.

12 11 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss Tablo 3: Nedensellik Analizleri Sonuçları Ülke Gecikme Hipoez Granger Toda-Yamamoo Nedensellik Arjanin 1 İMKB > ARJANTİN.117 [.7323].1323 [.716] Hayır ARJANTİN > İMKB [.1888] [.1671] Hayır Brezilya 1 İMKB > BREZİLYA.38 [.954].3958 [.5292] Hayır BREZİLYA > İMKB [.361] [.186] Eve Meksika 1 İMKB > MEKSİKA.425 [.8367].35 [.8515] Hayır MEKSİKA > İMKB [.234] [.22] Eve Hindisan 1 İMKB > HİNDİSTAN [.1651] [.117] Eve HİNDİSTAN > İMKB [.27] 3.44 [.83] Eve Malezya 1 İMKB > MALEZYA.1338 [.7146].831 [.7731] Hayır MALEZYA > İMKB.822 [.7743].1342 [.714] Hayır Macarisan 1 İMKB > MACARİSTAN.468 [.8287].164 [.8981] Hayır MACARİSTAN > İMKB [.15] [.15] Eve Mısır 1 İMKB > MISIR [.346] [.438] Eve MISIR > İMKB.4855 [.4859] [.3139] Hayır Köşeli paranez içindeki değerler olasılık değerleridir. Analiz sonuçları İMKB ile aralarında eşbüünleşme ilişkisine raslanan Brezilya, Hindisan ve Mısır borsalarının yanı sıra İMKB ile Meksika ve Macarisan borsaları arasındaki kısa dönemli ekileşimi oraya koymakadır. Buna göre Brezilya, Meksika ve Macarisan borsalarından İMKB ye doğru; İMKB den ise Mısır borsasına doğru ek yönlü nedensellik söz konusudur. Aralarında uzun dönemli eşbüünleşme ilişkisi bulunan İMKB ve Hindisan borsaları arasında ise çif yönlü nedensellik bulunmuşur. Görüldüğü gibi, nedenselliğin yönü daha çok diğer piyasalardan İMKB ye doğru olmakadır. İMKB ile aralarında eşbüünleşme ilişkisi bulunmayan Meksika ve Macarisan hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimin varlığı ise, porföy çeşilendirmesinin sağlayacağı olası yararları kısılayabilecek bir fakördür. Elde edilen sonuçlar, İMKB ye kısa vadeli yaırım yapan yaırımcılar için, Brezilya, Meksika, Hindisan ve Macarisan borsalarındaki harekelerin daha çok akip edilmesinin faydalı olabileceğine işare emekedir. SONUÇ Bu çalışmada İMKB ile gelişmeke olan yedi ülkenin (Arjanin, Brezilya, Meksika, Hindisan, Malezya, Macarisan ve Mısır) hisse senedi piyasaları arasındaki uzun ve kısa dönemli ilişkiler Aralık 1995-Aralık 28 dönemine ai hafalık veriler kullanılarak incelenmekedir. Gerçekleşirilen sınırlar esi sonuçları İMKB ile gelişmeke olan Brezilya, Hindisan ve Mısır hisse senedi piyasalarının eşbüünleşik olduğunu oraya koymakadır. Söz konusu piyasalarda meydana gelecek değişikliklere İMKB poziif epki vermekedir. Dolayısıyla yaırımcılar uzun dönemde İMKB ile birlike söz konusu piyasalarda pozisyon

13 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 111 almak sureiyle uluslararası çeşilendirmenin olası faydalarından yararlanamayacaklardır. Diğer arafan, İMKB ile diğer hisse senedi piyasaları arasındaki kısa dönemli dinamik ilişkileri araşıran nedensellik analizleri sonuçları, Arjanin ve Malezya hisse senedi piyasaları hariç, İMKB ile diğer gelişmeke olan hisse senedi piyasaları arasındaki ekileşimi oraya koymakadır. Nedenselliğin yönünün daha çok diğer piyasalardan İMKB ye doğru olması İMKB nin daha çok diğer gelişmeke olan piyasaların ekisinde bulunduğuna işare emekedir. Bu sonuçlara göre aralarında uzun ve kısa dönemli ilişki espi edilemeyen Arjanin ve Malezya piyasaları, İMKB ile birlike pozisyon alınarak uluslararası çeşilendirme yapılabilecek en uygun piyasalardır. Bir büün olarak değerlendirmek gerekirse, İMKB nin hala uluslararası çeşilendirmeye imkan anıyan bir borsa olduğu ifade edilebilir. Gelecek çalışmalarda İMKB nin niçin bazı ülke borsaları ile eşbüünleşik olduğu veya bazıları ile eşbüünleşik olmadığının sebepleri araşırılabilir.

14 112 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss EKLER Ek 1: Analize Dahil Edilen Endeksler ve Veri Dönemi Ülke Endeks (Bloomberg kodu) Arjanin ARGENTINA MERVAL INDEX (MERVAL:IND) Brezilya BRAZIL BOVESPA STOCK IDX (IBOV:IND) Meksika MEXICO BOLSA INDEX (MEXBOL:IND) Hindisan BSE SENSEX 3 INDEX (SENSEX:IND) Malezya KUALA LUMPUR COMP INDEX (KLCI:IND) Macarisan BUDAPEST STOCK EXCH INDX (BUX:IND) Mısır EGYPT HERMES INDEX (HERMES:IND) Türkiye ISE NATIONAL 1 INDEX (XU1:IND) Veri Dönemi: Gözlem sayısı: 669. Ek 2: Analize Dahil Edilen Hisse Senedi Piyasası Endeksleri Tanımlayıcı İsaisikler Türkiye Arjanin Brezilya Meksika Hindisan Malezya Macarisan Mısır Oralama Medyan Maksimum Minimum Sd. Haa Çarpıklık Basıklık Jarque-Bera Olasılık Gözlem Sayısı

15 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 113 Ek 3: Birim Kök Tesleri Sonuçları Panel A. ADF Brim Kök Tesi Düzey Birinci Farklar Ülke Sabi Sabi & Trend Sabi Sabi & Trend -is. prob.* p -is. prob* p -is. prob. p -is. prob. p Türkiye Arjanin Brezilya Meksika Hindisan Malezya Macarisan Mısır Panel B. KPSS Birim Kök Tesi Düzey Birinci Farklar Ülke Sabi Sabi& Trend Sabi Sabi & Trend LM-İs. LM-İs. LM-İs. LM-İs. Türkiye Arjanin Brezilya Meksika Hindisan Malezya Macarisan Mısır Kriik Değerler Kriik Değerler Kriik Değerler Kriik Değerler %1.739 %1.216 %1.739 %1.216 %5.463 %5.146 %5.463 %5.146 %1.347 %1.119 %1.347 % *prob= MacKinnon (1996) one-sided p-values, p= gecikme. ADF birim kök esinin sıfır hipoezi: Ho = değişkenin birim kökü vardır şeklindedir. Maksimum gecikme uzunluğu T= gözlem sayısı olmak üzere 1/4 Schwer (1989) in önerdiği T p = 12., formülüyle hesaplanmış ve 669 gözlem için 3 olarak bulunmuşur. maks 1, Opimal gecikme uzunluğu ise Akaike Bilgi Krierine göre espi edilmişir. 2. KPSS birim kök esinde sıfır hipoezi: Ho = değişkenin birim kökü yokur, seri durağandır şeklindedir. 1/ 3 KPSS esinde band genişliği, T= gözlem sayısı olmak üzere, yaklaşık T olarak hesap edilmişir.

16 114 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss KAYNAKÇA AROURI, Mohamed El Hedi; (24), The Impac of Increasing Sock Marke Inegraion on Expeced Gains from Inernaional Porfolio Diversificaion: Evidence From a Mulivare Approach wih Time Varying Risk, Economics Bullein, 6(3), ss BAYRİ, Osman ve Bülen GÜLOĞLU; (25), Hisse Senedi ve Yabancı Para Piyasalarının Enegrasyonu: Türkiye, AB, ABD Örneği, İkisa, İşleme ve Finans, 2(234), ss BEKAERT, Geer; (1995), Marke Inegraion and Invesmen Barriers in Emerging Equiy Markes, The World Bank Economic Review, 9(1), ss BEKAERT, Geer; Campbell R. HARWEY ve Chrisian T. LUNDBLAD; (23), Equiy Marke Liberalizaion in Emerging Markes, The Journal of Financial Research, 26(3), ss BERUMENT Hakan ve Onur INCE; (25), Effec of S&P5 S reurn on emerging markes: Turkish experience, Applied Financial Economics Leers, (1), ss BROOKS, Chris; (22), Inroducory Economerics for Finance, Cambridge Universiy Press, Cambridge, UK. 71s. CHAN, Kam C.; Benon E. GUP ve Ming-Shiun PAN; (1992), An Empirical Analysis of Sock Prices in Major Asian Markes and he Unied Saes, The Financial Review, 27(2), ss CHAN, Kam C.; Benon E. GUP ve Ming-Shiun PAN; (1997), Inernaional Sock Marke Efficiency and Inegraion: A Sudy of Eigheen Naions, Journal of Business Finance & Accouning, 24(6), ss ÇITAK, Leven ve Onur GÖZBAŞI; (27), İMKB İle Bazı Önde Gelen Gelişmiş ve Gelişmeke Olan Ülke Borsaları Arasındaki Büünleşmenin Temel Endeks ve Ana Sekör Endeksleri Temelinde Analizi, Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 22(2), ss DEFUSCO, Richard A.; John M. GEPPERT ve George P. TSETSEKOS; (1996), Long-Run Diversificaion Poenial in Emerging Sock Markes, The Financial Review, 31(2), ss DOLADO, Juan L. ve Helmu LUTKEPOHL; (1996), Making Wald Tess Work for Coinegraed VAR Sysems, Economeric Reviews, 15(4), ss

17 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 115 ENGLE, Rober F. ve C. W. J. GRANGER; (1987), Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 55 (2), ss EWING, Bradley T.; James E. PAYNE ve Clifford SOWELL; (1999), NAFTA and Norh American sock marke linkages: an empirical noe, The Norh American Journal of Economics and Finance, 1(2), ss FRATZSCHER, Marcel; (22), Financial Marke Inegraion in Europe: On Effecs of EMU on Sock Markes, Inernaional Journal of Finance and Economics, 7(3), ss GRANGER, C. W. J.; (1969), Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-specral Mehods, Economerica, 37(3), ss GRANGER, C. W. J.; (1988), Some Recen Developmen in a Concep of Causaliy, Journal of Economerics, 39 (1-2), ss GREGORY, Allan W. ve Bruce E. HANSEN; (1996), Residual-based Tess for Coinegraion in Models wih Regime Shifs, Journal of Economerics, 7 (1), ss HASSAN, Aqil Mohd. Hadi; (23), Financial Inegraion of Sock Markes in he Gulf: A Mulivariae Coinegraion Analysis, Inernaional Journal of Business, 8(3), ss HUSAIN, Fazal ve Reza SAIDI; (2), The inegraion of he Pakisani equiy marke wih inernaional equiy markes: an invesigaion, Journal of Inernaional Developmen, 12(2), ss JOHANSEN, Soren; (1988), Saisical Analysis of Coinegraed Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 12(2-3), June- Sepember 1988, ss JOHANSEN, Soren ve Kaarina JOSELIUS; (199), Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion--Wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics & Saisics, 52(2), ss KANAS, Angelos; (1998), Linkages beween he US and European Equiy Markes: Furher Evidence from Coinegraion ess, Applied Financial Economics, 8(6), ss KARIM, Bakri Abdul ve M. Shabri Abd. MAJID; (21), Does Trade Maer for Sock Marke Inegraion?, Sudies in Economics and Finance, 27(1), ss KASA, Kenneh; (1992), Common Sochasic Trends in Inernaional Sock Markes, Journal of Moneary Economics, 29(1), ss

18 116 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss KASMAN, Adnan; Gülin VARDAR; Berna OKAN ve Gökçe AKSOY; (29), The Turkish Sock Marke Inegraion wih Developed and Emerging Counries' Sock Markes: Evidence from Coinegraion Tess wih and wihou Regime Shifs, Review of Middle Eas Economics and Finance, 5 (1), İnerne Adresi: hp:// iss1/ar2, Erişim Tarihi: KORKMAZ, Turhan ve Emrah İsmail ÇEVİK; (28), Türkiye ve Uluslararası Hisse Senedi Piyasaları Arasındaki Eşbüünleşme İlişkisi ve Porföy Tercihleri, BDDK Bankacılık ve Finansal Piyasalar Dergisi, 2(1), ss KORAJCZYK, Rober A.; (1996), A Measure of Sock Marke Inegraion for Developed and Emerging Markes, World Bank Economic Review, 1(2), ss KOSE, Nezir ve Nuri UCAR; (26), Effec of Cross Correlaion in Error Terms on he Model Selecion Crieria for he Saionary VAR Process, Applied Economics Leers, 13(4), ss KUCUKCOLAK, Necla; (28), Co-Inegraion of he Turkish Equiy Marke wih Grek and oher European Union equiy Markes, Ineranional Research Journal of Finance and Economics, (13), ss KUCUKKAYA, Engin; (29); Dıversificaion Benefis of Including Turkish and US Socks In A Porfolio, The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Auumn 29, 5(2), ss KWIATKOWSKI, Denis; Peer C.B. PHILLIPS; Peer SCHMIDT ve Yongcheol SHIN; (1992), Tesing he Null Hypohesis of Saionariy agains he Alernaive of a Uni Roo: How Sure are We ha Economic Time Series have a Uni Roo?, Journal of Economerics, 54(1-3), ss LEVY, Haim ve Marshall SARNAT; (197), Inernaional Diversificaion of Invesmen Porfolios, The American Economic Review, 6(4), ss LUTKEPOHL, Helmu; (1985), Comparison of Crieria for Esimaing he Order of a Vecor Auoregressive Process, Journal of Time Series Analysis, 6(1), ss MANDACI, Pınar Evrim ve Dilvin TAŞKIN; (25), AB ye Uyum Sürecinde İMKB nin AB Piyasaları ile Karşılaşırılması, MUFAD Muhasebe Finansman Dergisi, (26), ss MANESCHIOLD, Per-Ola; (25), "Inernaional Diversificaion Benefis beween US, Turkish and Egypian Sock Markes," Review of Middle Eas Economics and Finance, 3(2), İnerne Adresi: hp:// Erişim Tarihi:

19 İMKB İle Gelişmeke Olan Ülkelerin Hisse Senedi Piyasalarının Ekileşimi: Eşbüünleşme ve Nedensellik Yaklaşımı 117 MARASHDEH, Hazem; (25), Sock Marke Inegraion in he MENA Region: An Applicaion of ARDL Bounds Tesing Aproach, Universiy of Wollongong Economic Working Paper Series No: 27, İnerne Adresi: /wpapers.hml, Erişim Tarihi: NARAYAN, Paresh Kumar ve Russell SMYTH; (25), Coinegraion of Sock Markes beween New Zealand, Ausralia and he G7 Economies: Searching for Co-Movemen Under Srucural Change, Ausralian Economic Papers, 44(3), ss OZDEMIR, Zeynel Abidin ve Esin CAKAN; (27), Non-linear Dynamic Linkages in he Inernaional Sock Markes, Physica A, 377(1), ss PESARAN, Hashem M. ve Yongcheol SHIN; (1999), An Auoregressive Disribued Lag Modelling Approach o Coinegraion Analysis, in S. Srom (Ed.), Economerics and Economic Theory in he 2h Cenury: The Ragnar Frisch Cenennial Symposium, Chaper 11, Cambridge Universiy Press, Cambridge-UK. PESARAN, Hashem M.; Yongcheol SHIN ve Richard J. SMITH; (21), Bounds Tesing Approaches o he analysis of Level Relaionship, Journal of Applied Economerics, 16(3), ss SOLNIK, Bruno H.; (1974), Why No Diversify Inernaionally Raher Than Domesically, Financial Analyss Journal, 3(4), ss SPK (29), SPK 28 Faaliye Raporu, İnerne Adresi: hp:// displayfile.aspx?acion=displayfile&pageid= 581&fn=581.pdf&submenuheader=null, Erişim Tarihi: SUBRAMANIAN, Ulaganahan; (28), Coinegraion of Sock Markes in Eas Asia, European Journal of Economics, Finance and Adminisraive Sciences, (14), ss TABAK, Benjamin Miranda ve Eduardo José Araújo LIMA; (22), Causaliy and Coinegraion in Sock Markes: The Case of Lain America, Banco Cenral do Brasil Working Paper Series No: 56, İnerne Adresi: hp:// Erişim Tarihi: TAI, Chu-Sheng; (27), Marke Inegraion and Conagion: Evidence from Asian Emerging Sock and Foreign Exchange Markes, Emerging Markes Review, 8(4), ss TODA, Hiro Y. ve Taku YAMAMOTO; (1995), Saisical Inference in Vecor Auoregressions wih Possibly Inegraed Processes, Journal of Economerics, 66 (1-2), ss

20 118 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 35, Ocak-Temmuz 21 ss TSPAKB 21, Türkiye Sermaye Piyasası Raporu 29 İnerne Adresi: hp:// Erişim Tarihi: WFE (29), World Federaion of Exchanges Annual Saisics, İnerne Adresi: hp:// Tarihi: