HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

Transkript

1 The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/ /jasss2963 Number: 37, p , Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma Tarihi HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ RELATIONSHIP BETWEEN STOCK PRICES AND EXCHANGE RATE Doç. Dr. Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğr. Gör. Burcu YILMAZ ŞAHİN Giresun Üniversiesi Keşap Meslek Yüksekokulu Öze Breon Woods siseminin 1973 de sona ermesiyle birlike serbes kura dayalı döviz kuru rejimlerinin uygulanmaya başlanması, finansal piyasalardaki gelişmeler, yabancı sermaye üzerindeki konrollerin azalılması ve Asya Krizi, döviz kuru ile hisse seneleri fiyaları arasındaki dinamik ilişkileri araşıran eorik ve uygulamalı çalışmaların sayısını ve önemini oldukça arırmışır. Finansal piyasanın oldukça hassas yönünü oluşuran ve dolayısıyla iç ve dış gelişmelerden oldukça çabuk ekilenen bu iki piyasa ürünün ekonomik gelişmede önemli bir yere sahip olduğu genel kabul görmekedir. İki piyasada da oluşan epkiler uygulanan poliikaların sonuçlarını görmek açısından oldukça önemlidir. Yaırımcılar açısından da döviz kuru ve sermaye piyasaları arasındaki ilişki, bu piyasaların gelecek dönem değerlerini belirlemek açısından önem aşımakadır. Özellikle iki piyasanın ekonomik kriz ifadesiyle birlike sık anılır olması ilginin başlıca gösergesidir. Bugüne kadar yapılan çalışmalara bakıldığında hisse senedi ve döviz kuru arasındaki ilişkiye yönelik geleneksel ve porföy dengesi yaklaşımları olmak üzere iki farklı emel yaklaşım görülmekedir. Bu çalışmada döviz kuru ve hisse senedi fiyaları arasındaki ilişki araşırılmışır. 2006:1-2015:4 dönemi aylık verilerinin kullanıldığı analizde, Johansen ko-enegrasyon ve haa düzelme modeli kullanılmışır. Çalışmada elde edilen bulgular şu şekildedir; (1) döviz kuru ve hisse senedi fiyaları aynı seviyede durağan ve ko-enegredirler, (2) döviz kurundan hisse seneleri fiyalarına doğru güçlü bir nedensel ilişki vardır, (3) diğer arafan hisse senelerinden döviz kurlarına doğru nedensel ilişki yokur. Anahar Kelimeler: Hisse Seneleri Fiyaları, Döviz Kuru, Johansen Ko- Enegrasyon, Haa Düzelme Modeli Absrac Number and imporance of he heoreical and applied sudies which invesigae he dynamic correlaions beween he rae of foreign exchange and share prices are subsanially increased by he sar of he applicaion of foreign exchange regimes based on free exchange rae wih he erminaion of he Breon Woods sysem in 1973, developmens in he financial markes, reducion of he conrols on he foreign

2 400 Serve CEYLAN & Burcu YILMAZ ŞAHİN capial and Asian Financial Crisis. I is generally acceped ha hese wo marke ypes, which form very sensiive aspec of he financial marke and hus are affeced by inernal and exernal developmens very easily, have an imporan place in he economic developmen. The reacions occurring in he wo markes are very imporan in erms of seeing he resuls of he policies applied. As for he invesors, he correlaion beween he rae of foreign exchange and capial markes is of imporance in erms of deermining he nex period values of hese markes. Especially, ha he wo markes are frequenly menioned by economic crisis expression is he main indicaor of he ineres. Looking a he sudies ha have been performed so far, wo differen main approaches as radiional and porfolio equilibrium approaches are observed for he correlaion beween he share cerificae and he rae of foreign exchange. In his sudy, he correlaion beween he rae of foreign exchange and share prices are invesigaed. In he analysis where 2006:1-2015:4 period monhly daa are used, Johansen coinegraion and error correcion model were used. The findings obained in he sudy are as follows; (1) rae of foreign exchange and share prices are saionary a he same level and coinegraed, (2) here is a srong causal correlaion from he raes of foreign exchange o he share prices, (3) on he oher hand, here is no any causal correlaion from he share cerificaes o he raes of foreign exchange. Key Words: Sock Price, Exchange Rae, Johansen Coinegraion, Error Correcion Model 1.Giriş Breon Woods siseminin 1973 de sona ermesiyle birlike serbes kura dayalı döviz kuru rejimlerinin uygulanmaya başlanması, finansal piyasalardaki gelişmeler, yabancı sermaye üzerindeki konrollerin azalılması ve Asya Krizi, döviz kuru ile hisse seneleri fiyaları arasındaki dinamik ilişkileri araşıran eorik ve uygulamalı çalışmaların sayısını ve önemini oldukça arırmışır. Finansal piyasanın oldukça hassas yönünü oluşuran ve dolayısıyla iç ve dış gelişmelerden oldukça çabuk ekilenen bu iki piyasa ürünün ekonomik gelişmede önemli bir yere sahip olduğu genel kabul görmekedir. İki piyasada da oluşan epkiler uygulanan poliikaların sonuçlarını görmek açısından oldukça önemlidir. Yaırımcılar açısından da döviz kuru ve sermaye piyasaları arasındaki ilişki, bu piyasaların gelecek dönem değerlerini belirlemek açısından önem aşımakadır. Son dönemlerde yaygınlaşan enflasyon hedeflemesi sraejisi serbes kura dayalı uygulamaların daha da armasına, gelişmeke olan ekonomilerin döviz kuru ve hisse senedi piyasalarının daha dalgalı bir yapıya bürünmesine neden olmuşur. TC. Merkez Bankası da, 2002 yılında örük olarak uygulamaya koyduğu enflasyon hedeflemesi sraejisini 2006 yılından iibaren açık enflasyon hedeflemesi rejimine çevirmişir. Bu süreçe döviz piyasalarına müdahale biçiminin oynaklıkları gidermek amacıyla genellikle önceden ilan edilen biçim ve şekilde sürdürülmesi döviz kurunun serbeslik nieliğini daha da arırmışır. Döviz kurunun daha esnek olduğu bu döneminde döviz kuru ve hisse senedi piyasaları arasındaki ilişkinin incelenmesi, piyasa dinamiklerinin oraya çıkarılabilmesi açıdan önemlidir. Lieraürde, hisse senedi fiyaları ve döviz kuru arasındaki ilişki konusunda görüş birliği bulunmamakadır. Solnik e (1987) göre bunun emel nedeni kullanılan verilerin, ölçüm haaları nedeniyle, yeersizliğidir. Bugüne kadar yapılan çalışmalara bakıldığında hisse senedi ve döviz kuru arasındaki ilişkiye yönelik geleneksel ve porföy dengesi yaklaşımları olmak üzere iki farklı emel yaklaşım görülmekedir. Geleneksel yaklaşıma göre, döviz kurundaki değişmeler ağırlıklı olarak para alebi ve para arzındaki değişmelerin bir sonucudur. Bu modelde döviz kurunda bir değişim meydana gelmesi o ülkenin uluslararası rekabeini, dış icare dengesini ve dolayısıyla reel gelir düzeyini ekilemekedir. Reel gelirin değişmesi ise,

3 Hisse Senedi Fiyaları ve Döviz Kuru İlişkisi 401 firmaların cari ve gelecekeki naki akımlarını ve hisse senedi fiyalarını ekilemekedir (Dornbusch ve Fisher, 1980). Aggarwal (1981), döviz kurundaki değişimlerin çok uluslu şirkelerin hisse senelerini direk, ülke içi firmaları ise dolaylı olarak ekilediğini savunmakadır. Çok uluslu firmalar açısından döviz kurundaki bir değişim gelir ablolarına kâr ya da zarar olarak yansıyacak olan dış faaliyelerinin değerini değişirmekedir. Kârın ya da zararın açıklanması ise, firmanın hisse senedi fiyalarını değişirmekedir. Yaklaşım çerçevesinde, döviz kurlarında meydana gelen değişimin ekileri firmanın ihracaa yönelik olması veya ihal girdi kullanmasına bağlı olarak değişebilmekedir. Kısaca, bu yaklaşıma göre hisse senedi fiyaı ile döviz kuru arasında genellikle poziif ve döviz kurlarından hisse senelerine doğru bir nedensel ilişki beklenmekedir. Porföy dengesi yaklaşımına göre ise, hisse senedi fiyaı ile döviz kuru arasında negaif ve hisse senedi fiyaından döviz kuruna doğru nedensel bir ilişki beklenmekedir (Branson, 1983). Bu yaklaşımda, sermaye piyasasındaki gelişmeyle birlike döviz kurundaki değişimin ödemeler dengesi açıklarından çok sermaye harekelerine yansıdığı savunulmakadır. Yaklaşıma göre, hisse senedi fiyalarındaki düşüş yerli yaırımcıların servelerinin azalmasına neden olmakadır. Serveleri azalan yerli yaırımcılar daha az para alep emeke para alebinin düşmesi ise faiz oranlarını düşürmekedir. Faiz oranlarının düşmesi sermaye çıkışlarına dolayısıyla döviz kurlarında arışa neden olmakadır. Çalışmada Türkiye ekonomisi için hisse senedi fiyaları ile döviz kuru arasındaki dinamik ilişkiler açık enflasyon hedeflemesi döneminde incelenmişir. İki piyasa arasındaki uzun dönem ilişkiler Johansen ko-enegrasyon esi ile, kısa dönem ilişkiler ise haa düzelme modeli vasıasıyla araşırılmışır. Çalışmanın akip eden bölümünde konu ile ilgili lieraür sunulmuş, üçüncü bölümde çalışmada kullanılan veri sei ve yönem anıılmış, dördüncü bölümde elde edilen bulgulara yer verilmiş ve son bölümde elde edilen bulgular özelenerek değerlendirmeler yapılmışır. 2.Lieraür Hisse senedi ve döviz kuru fiyaları arasındaki ilişkiyi inceleyen oldukça geniş bir lieraür mevcu olmakla birlike, elde edilen bulgular iki piyasa arasındaki ilişkinin yönü konusunda bir fikir birliğinin oluşmasını sağlayamamışır. Bu konuda hem firma ölçekli, hem de ülke bazında birçok çalışma yapılmışır. Doidge v.d. (2000), 18 ülkeden finansal olmayan firmaya ai 1975:1-1999:7 arihleri arasındaki verilerle, firma değeri ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi incelemişlerdir. Çalışmada, uluslararası saış yapan firmaların, iç piyasaya yönelik çalışan firmalara göre kur düşüşlerinde aylık %0,72 oranında daha iyi performans göserdikleri, kur yükselişlerinde ise aylık %1.10 oranında daha düşük performans göserdikleri sonucuna ulaşılmışır. Sonuçlar porföy dengesi yaklaşımını deseklemekedir. Jorion (1991), ABD çokuluslu şirkelerinin hisse senedi fiyalarının döviz kurlarına duyarlılığını araşırmışır. Elde edilen sonuçlarda, hisse senedi fiyalarıyla döviz kuru arasında anlamlı bir ilişki bulunamamışır. Bodnar ve Genry (1993), Kanada, Japonya ve ABD için döviz kuru ve endüsri porföy geirileri arasındaki ilişkiyi dönemi için araşırmışlardır. Çalışmada, %10 anlamlılık seviyesinde endüsrinin yarıdan daha azının kur riskine açık olduğu sonucuna ulaşılmışır. He ve Ng (1998), Japonya da bulunan 171 çok uluslu firmanın 1979:1-1993:12 dönemi aylık verilerini inceledikleri çalışmada firmaların ancak %25 inin hisse seneleri ile döviz kurları arasında poziif ve anlamlı bir ilişki espi edilmişir. Granger v.d. (2000), 9 Asya ülkesinin 1986:1-1998:6 dönemi günlük verilerini kullanarak, hisse senedi fiyaları ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi araşırmışlardır. Çalışmada,

4 402 Serve CEYLAN & Burcu YILMAZ ŞAHİN geleneksel yaklaşımın Güney Kore de, porföy dengesi yaklaşımının ise Filipinler de geçerli olduğuna dair bulgular elde edilmişir. Ayrıca yazarlar, Hong Kong, Malezya, Singapur, Tayland ve Tayvan için döviz kurları ile hisse seneleri arasında karşılıklı nedensel ilişkinin olduğunu, Endonezya ve Japonya içinse iki piyasa arasında ilişki olmadığını gösermişlerdir. Ajayi v.d. (1998), gelişmiş (Kanada, Almanya, Fransa, İalya, Japonya, İngilere ve ABD) ve gelişmeke olan ülkeler (Tayvan, Kore, Filipinler, Malezya, Singapur, Hong Kong, Endonezya ve Tayland) için yılı günlük verilerini kullanarak hisse senedi ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi incelemişlerdir. Çalışmada, gelişmiş ülkeler için hisse senelerinden döviz kurlarına doğru ek yönlü bir nedensellik bulunurken, gelişmeke olan ülkelerde ilişki bulunamamışır. Ma ve Kao (1990), İngilere, Kanada, Fransa, Almanya, İalya ve Japonya için yapıkları çalışmada, hisse senedi fiyaı ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi 1973:6-1983:12 dönemi aylık verileriyle araşırmışlardır. Çalışmada, kurlardaki bir yükselişin ihraca ağırlıklı ekonomilerde hisse senedi fiyalarını olumlu olarak ekilediği, ihala ağırlıklı ekonomilerde ise olumsuz olarak ekilediği sonucuna ulaşılmışır. Diğer çalışmalarda, Kanada ve ABD için Broome ve Morley (2004) ile Avusurya, Fransa, Almanya, İngilere ve ABD için Savarek (2005), porföy dengesi yaklaşımının geçerli olduğunu espi emişlerdir. G7 ülkeleri için Nieh ve Lee (2001), Hindisan için Mishra (2004), Hong Kong, Endonezya, Malezya, Singapur, Tayland ve Filipinler için Phylakis ve Ravazzolo (2005) iki piyasa arasında önemli bir ilişkinin olmadığını gösermişlerdir. Türkiye ekonomisi için yapılan çalışmalarda ise, Berke (2012), 2002:4-2012:7 dönemi günlük verileri ile döviz kuru ve hisse senedi arasındaki ilişkiyi araşırmışır. Çalışmada, değişkenler arasında negaif ilişki bulunduğu sonucuna ulaşılmışır. Bu sonuç porföy dengesi yaklaşımını deseklemekedir. Doğru ve Recepoğlu (2013), Türkiye için, hisse senedi fiyaları ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi dönemi aylık verileri kullanarak araşırmışlardır yılında espi edilen yapısal kırılma nedeniyle iki ayrı dönem kullanılarak yapılan ahminlerden elde edilen bulgular, Türkiye de döviz kuru ve hisse senedi fiyaı arasında uzun dönemde bir eş büünleşme ilişkisi espi emişir. Bu ilişki uzun dönemde poziif, kısa dönemde negaifir. İlişkinin yönü döviz kurundan hisse senedine doğrudur. Bu bulgular geleneksel yaklaşımı deseklemekedir. Ayvaz (2006), Türkiye de hisse senedi fiyaları ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi, hizme sekör endeksi için 1197:1-2004:12 dönemi, mali sekör endeksi ve sanayi sekör endeksi için 1991:1-2004:12 dönemi aylık verileriyle incelemişir. Sonuçlara göre, döviz kuru ile mali sekör endeksi ve sanayi sekör endeksi arasında uzun dönemli isikrarlı bir ilişki espi edilmişir. Döviz kuru ve hizme sekör endeksi arasında bir ilişki espi edilememişir. Döviz kuru ve hisse seneleri fiya endeksleri arasında nedensellik çif yönlüdür. Kasman (2003) ise, Türkiye ekonomisi için, İMKB 100, mali ve hizme endeksi açısından iki piyasa arasında çif yönlü nedensel ilişkinin olduğunu, sanayi endeksi açısından ise geleneksel yaklaşımın geçerli olduğunu espi emişir. 3.Veri Sei ve Yönem Çalışma, 2006:1-2015:4 dönemi aylık zaman serisi verilerini kapsamakadır. Hisse seneleri fiyaları (geirileri) olarak Borsa İsanbul genel fiya (geiri) endeksi (eg), sekörlere ai hizme (eh), mali (em), sanayi (es) ve eknoloji (e) fiya (geiri) endeksleri, döviz kuru ölçüsü olarak ABD doları alış kuru (kur) kullanılmışır. Veri sei T.C. Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden (EVDS) elde edilmişir. Değişkenlerin önündeki l işarei ilgili değişkenin doğal logarimasının alındığını ve işarei ise değişkenlerin birinci devresel farkının alındığını gösermekedir.

5 Hisse Senedi Fiyaları ve Döviz Kuru İlişkisi 403 Döviz kuru ile hisse senedi fiyaları ikilileri arasındaki kısa ve uzun dönem ilişkileri incelemeden önce, bu değişkenlerin zaman serisi özellikleri incelenmelidir. Bu nedenle çalışmada öncelikle birim kök sınaması yapılmışır. Birim kök sınaması Dickey ve Fuller (1979) arafından gelişirilen genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) esiyle gerçekleşirilmişir. Genişleilmiş Dickey-Fuller sınaması için aşağıdaki (1) ve (2) numaralı (sabili ve sabili+rendli) modeller ahmin edilmişir. x x x k x i i (1) i1 x rend k x i i (2) i1 Yukarıdaki regresyon denklemlerinde, X ele alınan seriyi, k denkleme ilave edilen, bağımlı değişken gecikmelerini, ile paramereleri, rend, doğrusal zaman rendini ve haa erimini emsil emekedir. Tahmin edilen (1) ve (2) numaralı regresyon denklemlerinde ele alınan serinin durağan olup olmadığını belirlemek için 1 parameresi kullanılır. Tahmin edilen denklemde 0 şeklinde ifade edilen sıfır hipoezinin reddedildiği düzeyde ilgili 1 serinin durağan olduğuna hükmedilir. Değişken ikileri arasında aynı seviyede ve en az birinci devresel farkında durağan olma gibi genel krierlerin oluşması durumunda, değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkilerin incelenmesinde sandar ko-enegrasyon esleri kullanılabilir. Çalışmada uzun dönem ilişkilerin incelenmesinde Johansen (1995) ko-enegrasyon esi kullanılmışır. Johansen koenegrasyon esi için aşağıdaki p gecikmeli vekör ooregresif modeli (VAR) aşağıdaki gibidir. Y A Y... A Y X 1 1 p p (3) (3) numaralı denklemde: Y, durağan olmayan nx1 boyulu değişken vekörünü, X, dx1 boyulu deerminisik değişkenler vekörünü ve, haa erimini emsil emekedir. Yukarıdaki VAR modelinin birinci farkı alındığında aşağıdaki haa düzelme modeli elde edilir. Y Y p i1 p 1 1 i Y i i1 X (4) p A i I ve i A j ji1 (4) numaralı denklemde marisinin rankı bağımsız ko-enegre vekörlerinin sayısını ifade eder. Modelde rank( ) 0ise, ko-enegrasyon yokur ve (4) numaralı denklem birinci farkında VAR modelini ifade eder. Eğer rank ( ) 1 ise, ek bir ko-enegrasyon vekörü mevcuur ve Y 1 ifadesi haa düzelme erimini ifade eder. Eğer 1 rank( ) n ise, birden fazla ko-enegre vekörü mevcuur. Diğer arafan rank( ) n ise, diğer bir ifadeyle full ranka sahipse ko-enegrasyondan bahsedilemez. Bu durumda değişkenler bir al seviyelerinde ((4) numaralı modele göre seviyelerinde) durağandır. Ko-enegrasyon vekörlerinin sayısının belirlenmesi için nin karekerisik köklerinin anlamlılığının es edilmesi gerekir. Bu amaçla çalışmada aşağıda verilen iz (race) isaisiği kullanılmışır. (Enders, 2004, s.352).

6 404 Serve CEYLAN & Burcu YILMAZ ŞAHİN n ( r) T ln(1 ˆ ) (5) race ir1 i Burada: ˆ =karakerisik kökler, T=kullanılabilir gözlem sayısını ve r=ko-enegre vekör sayısını i göserir. 4.Bulgular Kullanılan zaman serileri arasındaki muhemel ilişkileri incelenmesi için öncelikle değişkenlerin durağan süreçlere sahip olup olmadığının belirlenmesi gerekir. Bu amaçla ahmin edilen Genişleilmiş Dickey Fuller birim kök esi sonuçları Tablo 1 de sunulmuşur. Tablodan elde edilen sonuçlar logarimik formda kur değişkeni ve genel hisse senedi fiyaları ve sekör endekslerinin, hem sabili hem de rendli ADF versiyonuna göre birim kök aşıdığını gösermekedir. Değişkenlerin birinci devresel farkını ifade eden büyüme oranlarında ise birim kökün varlığı 0.10 isaisiksel anlamlılık seviyesine göre reddedilmekedir. Tablo 1: ADF Birim Kök Tes Sonuçları (2006:1-2015:5) Değişkenler Sabili ADF Trendli ADF lkur [2] [3] leg [1] [1] leh [0] [0] lem [1] [1] les [1] [3] le [1] [3] lkur [1] [1] leg [0] [0] leh [0] [0] lem [0] [0] les [0] [0] le [0] [0] No: Tabloda verilen köşeli paranez içi değerler Akaike bilgi krierine göre belirlenen gecikme sayılarını gösermekedir. Trendli ve sabili modellerde 0.10 anlamlılık seviyesindeki ek yönlü Mackinnon ablo kriik değerleri (yaklaşık olarak) sırasıyla ile dir. Değişkenlerin amamının aynı seviyede ve birinci devresel farkında durağan espi edilmesi değişken ikilileri arasındaki muhemel ko-enegrasyon ilişkisinin araşırılmasına

7 Hisse Senedi Fiyaları ve Döviz Kuru İlişkisi 405 olanak anımışır. Çalışmada ko-enegrasyon analizi Johansen yönemine göre yapılmışır. Gecikme uzunluğu en yüksek on iki gecikmeye göre VAR sisemi içinde yapılan koenegrasyon sonuçları Tablo 2 de sunulmuşur. ABD dolar kuru ve hisse senedi fiyaları endeksi ikilileri arasında yapılan analizde üm hisse senedi endekslerine göre en az bir koenegre vekörünün varlığı iz isaisiğine göre doğrulanmakadır. Dolayısıyla kur ile eg, kur ile eh, kur ile em, kur ile es ve kur ile e değişkenleri arasında ko-enegre ilişkisinin olduğu espi edilmişir. Değişken İkilileri Tablo 2: Johansen Ko-enegrasyon Tesi Sonuçları İz İsaisiği m r = 0 r 1 lkur,leg 6 lkur,leh 6 lkur,lem 3 lkur,les 4 lkur,le No: Taloda verilen m: VAR siseminde belirlenen en uygun gecikme uzunluğunu göserir. r=0 için %5 anlamlılık seviyesindeki ablo kriik değeri ve r 1 için %5 anlamlılık seviyesindeki ablo kriik değeri dir. Ko-enegre değişkenler arasındaki neden sonuç ilişkisinin araşırılmasında Vekör haa düzelme modeli kullanılmışır. Tablo 3 de bu ahminden elde edilen nedensel ilişkilerle ilgili isaisikler sunulmuşur. Tablodan da görüldüğü üzere kur değişkeninin üm hisse fiyaı endeksi değişkenine neden olduğu espi edilmişir. Bu nedensel ilişki genel hizme, mali ve sınai endekslerinin kullanıldığı modellerde hem ki-kare esine göre ilgili isaisiğin isaisiksel olarak anlamlı olmasında hem de haa düzelme kasayısının isaisiksel olarak anlamlı olmasından kaynaklanmakadır. Teknoloji endeksinin kullanıldığı modelde ise ki-kare isaisiği isaisiksel olarak anlamlı bulunamazken haa düzelme kasayısı anlamlı espi edilmişir. Diğer arafan hisse fiyaı endeksi değişkenlerinden kur değişkenine göre nedensel ilişkilerin varlığının araşırıldığı isaisiklerde (ki-kare ve HDK isaisiği) anlamlı bir ilişkinin varlığı doğrulanamamışır. Sonuç olarak vekör haa düzelme modelleri sonuçları ek yönlü güçlü bir nedensel ilişkinin varlığını ve bu ilişinin yönünün ABD dolar kurundan hisse senedi fiyalarına doğru olduğunu oraya koymuşur.

8 406 Serve CEYLAN & Burcu YILMAZ ŞAHİN Tablo 3: Nedensellik Tes Sonuçları Nedenselliğin Yönü 2 esi HDK Karar lkur leg ** * Eve lkue leh * * Eve lkur lem lkur les *** * Eve *** * Eve * Eve leg lkur leh lkur lem lkur les lkur le lkur Hayır Hayır Hayır Hayır Hayır No: Tabloda verile m, VAR siseminde belirlenen gecikme uzunluğunu, *,**,*** simgeleri ilgili isaisiğin sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık seviyesinde isaisiksel olarak anlamlı olduğunu, 2 nedensel ilişkinin yönünün, (ki-kare) esi açıklayıcı değişken gecikme veya gecikmelerini 2 bir büün olarak sıfır olduğunu ifade eden boş hipoez için elde edilen isaisiğini ve HDK haa düzelme kasayısını gösermekedir. Değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olması ko-enegre denklemleri kullanılarak uzun dönem ilişkinin yönünün espi edilmesine olanak anımakadır. Bu amaçla Tablo 4 de değişken ikilileri arasındaki uzun dönem denklemleri sunulmuşur. Çalışmada ek yönlü nedensel ilişki espi edilmesinden dolayı kur değişkeninin dışsal alındığı ahminlerde kur değişkeninin ilgili hisse endeksini poziif yönde ekilediği görülmekedir. Tablo 4:Uzun Dönem Denklemleri Bağımlı değişken Sabi lkur leg * leh * lem * les * le * No: Tabloda verilen * simgesi ilgili kasayının %1, anlamlılık seviyesinde isaisiksel olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. 5.Sonuç Hisse seneleri ve döviz kurunu ekileyen değişkenlerin neler olduğu ve bu ekinin derecesi ikisaçılar, poliika karar vericiler ve bireysel yaırımcılar açısından 1970 yılların

9 Hisse Senedi Fiyaları ve Döviz Kuru İlişkisi 407 oralarından beri popülerliğini koruyan konular arasında yer almakadır. Özellikle iki piyasanın ekonomik kriz ifadesiyle birlike sık anılır olması ilginin başlıca gösergesidir. Küreselleşmenin oldukça hızlandığı günümüz dünyasında dış şokların ilk ekileri döviz kuru ve hisse senedi piyasalarında görülmeke, bu durum yerel boyua yaşanan ekonomik darboğazların küresel veya bölgesel boyulara aşınabilmesine olanak anımakadır. Ülkemizde de uygulanan enflasyon hedeflemesi rejimlerinde serbes kura dayalı uygulamalara müdahalelerin azalması ya da daha kurala dayalı biçim alması bu sürecin oluşmasını daha da arırmakadır. Çalışmada dolar kuru ile hisse seneleri genel endeksi ve sekör (mali, sınai, hizme ve eknoloji) endeksleri arasındaki uzun ve kısa dönem ilişkiler Türkiye ekonomisinde açık enflasyon hedeflemesi rejiminin uygulandığı 2006:1-2015:4 döneminde aylık zaman serileri vasıasıyla araşırılmışır. Uzun dönem ilişkileri araşırmak için ahmin edilen Johansen ko-enegrasyon esi sonuçları kur ve hisse senedi fiya endeksi ikilerinin uzun dönemde birlike hareke eiklerini gösermişir. Kısa dönem ilişkileri ahmin emek için ahmin edilen vekör haa düzelme modeli sonuçları ise üm al endekslerini de kapsayacak şekilde döviz kurundan hisse seneleri fiyalarına doğru ek yönlü nedensel bir ilişkinin varlığını gösermişir. Uzun dönem denkleminden elde edilen bulgular Türkiye ekonomisi için geleneksel yaklaşımın geçerli olduğunu diğer bir ifade ile hisse senelerinin fiyalarının belirlenmesinde döviz kurunun önemi olduğunu oraya koymuşur. KAYNAKÇA Aggarwal, R. (1981), Exchange Raes and Sock Price: A Sudy of he US Capial Markes under Floaing Exchange Raes, Akron Business and Economic Review:12:7-12. Ajayi R.A., Friedman J. ve Mehdian S.M. (1998), On he Relaionship Beween Sock Reurns and Exchange Raes: Tess of Granger Causaliy, Global Finance Journal, vol 9, Ayvaz, Ö. (2006), Döviz Kuru ve Hisse Seneleri Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi, Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 8/2, Berke, B. (2012), Döviz Kuru ve İMKB100 Endeksi İlişkisi: Yeni Bir Tes, Maliye Dergisi, 163, Bodnar, G.M. ve Genry W.M., (1993), Exchange Rae Exposure and Indusry Characerisics: Evidence from Canada, Japan and USA, Journal of Inernaional Money and Finance, 12(1), Branson, W. H. (1983). A Model of Exchange-rae Deerminaion wih Policy Reacion: Evidence from Monhly Daa, Working Paper No Broome, S.ve Morley, B. (2004), Sock Prices as a Leading Indicaor of he Eas Asian Financial Crisis, Journal of Asian Economics, 15(1), Dickey, D.A. ve Fuller, W.A. (1979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion,74, Doğru, B. ve Recepoğlu, M. (2013), Türkiye de Hisse Senedi Fiyaları ve Döviz Kuru Arasında Doğrusal ve Doğrusal Olmayan Eş Büünleşme İlişkisi, Dumlupınar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi EYİ 2013 Özel Sayısı, Doidge C. ve Griffin J., Williamson R., (2000), An Inernaional Comparison of Exchange Rae Exposure, Ohio Sae Universiy Working Paper. Dornbusch, R ve Fisher S. (1980), Exchange Rae and he Curren Accoun, American Economic Review, 70, Enders, W. (2004). Applied Economeric Time Series. 2nd Ediion, USA: John Willey&Sons.

10 408 Serve CEYLAN & Burcu YILMAZ ŞAHİN Granger, C. W. J., Huang, B. N. ve Yang, C. W. (2000), A Bivariae Causaliy beween Sock Price and Exchange Raes: Evidence from Recen Asia Flu, The Quarerly Review of Economics and Finances, 40, He J.ve Ng L.K., (1998), The Foreign Exchange Exposure of Japanese Mulinaional Corporaions, Journal of Finance, 53, Johansen, S. (1995), Likelihood Based Inference in Coinegraed Vecor Auoregressive Models, Oxford Universiy Press. Jorion P., (1991), The Pricing of Exchange Rae Risk in he Sock Marke, Journal Financial and Quaniive Analysis, 26, Kasman, S. (2003), The Relaionship beween Exchange Raes and Sock Price: A Causaliy Analysis, Dukuz Eylül Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 2-5. Ma J.K. ve Kao G.W., (1990), On Exchange Rae Changes and Sock Price Reacions, Journal of Business Finance & Accouning, 17(3), Mishra, K. A. (2004), Sock Marke and Foreign Exchange Marke in India: Are They Relaed?, Souh Asia Economic Journal, 2-5. Nieh, C. C. ve Lee C. F. (2001), Dynamic Relaionship beween Sock Price and Exchange Raes for G-7 Counries, The Quarerly Review of Economics and Finance, 41: Phylakis, K. ve Ravazzolo, F. (2005), Sock Price and Exchange Rae Dynamics, Journal of Inernaional Money and Finance, 24: Solnik, B. (1987), Using Financial Prices o Tes Exchange Rae Models: A Noe, The Journal of Finance, 42(1), Savarek D. (2005), Linkages Beween Sock Prices and Exchange Raes in he EU and he Unied Saes, Czech Journal of Economics and Finance, 55 (3-4),