Yaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "Yaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi"

Transkript

1 EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 10 Sayı: 4 Ekim 2010 ss Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tesing he Effec of he Dayligh Saving Time Anomaly on he ISE 100 Index Reurn Turhan KORKMAZ 1, Ümi BAŞARAN 2, Emrah İsmail ÇEVİK 3 ÖZET Finansal piyasalarda Ekin Piyasalar Hipoezi nden sapmalar olarak gözlenen ve çeşili ampirik çalışmalarla deseklenen anomalilerin incelendiği bu çalışmanın amacı, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası (İMKB) 100 endeks geirisi üzerinde yaz saai uygulaması ve hafa sonu anomalilerinin ekilerini Ekim 1987-Haziran 2009 dönemleri arasında belirlemeye çalışmakır. Bu amaçla piyasalarda en çok gözlendiği düşünülen hafa sonu anomalisi ile son yıllarda yeni bir anomali çeşidi olarak lieraüre giren yaz saai uygulaması anomalisinin varlığı GARCH ipi modeller ile es edilmişir. Analiz bulgularına göre, sadece ilkbahar dönemindeki yaz saai uygulamasının İMKB 100 endeksinin oralama geirisi üzerinde anlamlı bir eki oluşurduğu sonucuna varılmışır. Bununla birlike, İMKB de diğer günlere oranla Pazaresi günleri oralama geirinin daha düşük olarak gerçekleşiği belirlenerek hafa sonu anomalisinin varlığı espi edilmişir. Anahar Kelimeler: Ekin piyasalar hipoezi, yaz saai uygulaması anomalisi, hafa sonu anomalisi, İMKB 100 endeksi. ABSTRACT The aim of his sudy which is analyzed he anomalies ha are observed like an abnormaliies from Efficien Marke Hypohesis and are suppored wih various empirical sudies, is o deermine he effecs of he dayligh saving ime anomaly and he weekend anomaly on Isanbul Sock Exchange (ISE) 100 index in he Ocober 1987-June 2009 period. For his purpose, he weekend anomaly ha is commonly observed in he financial markes and he dayligh saving ime anomaly ha recenly aemps he lieraure as a new kind of financial anomaly are esed wih he GARCH models. According o sudy findings, he only dayligh saving ime applicaion in spring has effec on average reurn of ISE 100 index. However, Monday sock reurns are relaively lower han he oher days so ha he weekend anomaly is confirmed on he ISE 100 index. Key Words: Efficien marke hypohesis, dayligh saving ime anomaly, weekend anomaly, ISE 100 index. 1. GİRİŞ Finansal piyasalarda yer alan menkul kıymelerin fiyalarının, oluşum sürecini açıklamaya çalışan en emel eori Ekin Piyasalar Hipoezi adıyla, Fama (1965) arafından gelişirilmişir. Ekin Piyasalar Hipoezi ne göre, menkul kıymelerin gelecekeki değerlerini ahmin emek iseyen çok sayıda rasyonel yaırımcı, piyasada mevcu olan bilgiler ile piyasaya yeni ulaşan bilgileri hızlı ve doğru bir şekilde menkul kıymelerin fiyalarına yansımakadır. Ekin bir piyasada yer alan menkul kıymelerin o an için piyasada var olan her ürlü bilgiyi yansıığı düşünüldüğünden, bu bilgilerden faydalanılarak piyasada oralamanın üzerinde kazanç elde emek olanaklı değildir. Ayrıca Ekin Piyasalar Hipoezi menkul kıymelerin fiyalarının rassal bir şekilde oluşuğunu beliriğinden dolayı, menkul kıymelerin geçmişe oluşan fiya harekelerine bakarak gelecekeki fiya harekelerini ahmin emek mümkün olmamakadır. Ekin piyasalar üç ana başlık alında sınıflandırılmakadır. Bunlardan ilki zayıf ipe ekin piyasalardır ve bu piyasalarda fiyalar üm geçmiş bilgileri yansımakadır. Dolayısıyla fiyalara yansımış olan geçmiş bilgilerden yararlanarak yüksek karlar elde eme imkânı olmamakadır. Ekin piyasaların ikinci ürü, yarı güçlü ipe ekin piyasalardır. Bu piyasadaki fiyalar geçmiş bilgilere ek olarak, kamuya açıklanmış olan bilgileri de yansımakadır. Üçüncü ürde ekin piyasalar ise güçlü ipe ekin piyasalardır. Bu piyasalardaki fiyalar geçmiş ve kamuya açıklanmış bilgilere ek olarak kamuya açıklanmamış bilgileri de yansımakadır. Uzun yıllar boyunca, finans lieraüründe Ekin Piyasalar Hipoezi nin eorik ve ampirik olarak es edilmesine yönelik yoğun araşırmalar yapılmışır. Bu araşırmaların emelinde yaırımcıların, hisse senedi geirileri üzerinde ekili olan davranışsal özellikleri yamakadır. Hisse senelerinin çeşili piyasalarda gerçekleşen fiya harekeleri zaman serileri halinde analiz edildiğinde, Ekin Piyasalar Hipoezi ne uygun olmayan sonuçlar elde edilmişir. Bu sonuçları davranışsal finans çerçevesinde değerlendiren ve piyasalarda normalin üzerinde kazançlar elde edilebileceğini savunan araşırmacılara göre, yaırımcılar psikolojik nedenlerden dolayı her zaman rasyonel davranmayabilmekedirler. Bu rasyonel olmayan davranışlar sonucunda ise piyasalarda anomali adı verilen anormal fiya harekeleri oluşabilmekedir. Finans lieraüründe hisse senedi geirilerinde akvimsel olarak ekiler meydana geiren dönemsel anomaliler yer al- 1 Prof. Dr., Zonguldak Karaelmas Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi İşleme Bölümü, 2 Arş. Gör., Zonguldak Karaelmas Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi İşleme Bölümü, 3 Arş. Gör., Zonguldak Karaelmas Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi İşleme Bölümü, 1139

2 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi makadır. Bu anomalilere göre, hisse senedi fiyalarında dönemsel olarak ekrarlar oluşmakadır ve bu ekrarları akip ederek oralamanın üzerinde kazançlar elde emek mümkün olabilmekedir. Hisse senedi geirilerinin gün içinde farklı seanslarda düşük veya yüksek olarak seyremesi, ail günleri öncesinde ve Ocak aylarında yüksek olarak gerçekleşmesi, hafa sonlarından ve yaz saai uygulamalarından sonra düşme eğilimine girmesi bu anomalilerden bazılarına örnek olarak verilebilmekedir. Hafa sonu (hafanın günü) anomalisi piyasalarda gözlenen anomaliler arasında en yaygın olanlardan biri olduğu için bu anomalinin es edilmesine ilişkin sayısız çalışma yapılmışır. Hafa sonu anomalisi borsalarda, özellikle Cuma günleri yüksek, Pazaresi günleri ise düşük olarak gerçekleşen fiya harekelerinden kaynaklanmakadır. Bunun yanı sıra Kamsra ve diğerleri (2000) arafından yaz saai uygulamasının hisse senedi geirileri üzerindeki ekisi ABD, Kanada, İngilere ve Almanya Menkul Kıymeler Borsaları nda incelenerek finans lieraürüne yeni bir anomali kazandırılmışır. Yaz saai uygulamasının hisse senedi geirileri üzerinde yaramış olduğu olumsuz ekinin gözlemlendiği çalışmada bunun nedeni olarak insanların uyku düzenlerinde meydana gelen bozukluk göserilmiş ve yaz saai uygulaması anomalisi oraya aılmışır. Bu çalışmada lieraürde çeşili ülkelerin hisse senedi piyasalarındaki endeks geirileri üzerinde es edilen hafa sonu ve yaz saai uygulaması anomalisinin Türkiye de İsanbul Menkul Kıymeler Borsası (İMKB) 100 endeks geirisi üzerindeki ekisi GARCH ipi modeller ile araşırılmaya çalışılmışır. Bu çalışma ile İMKB 100 Endeksi nin ekin piyasa kuramına aykırı olarak hafa sonu ekisi ve özelliklede yaz saai uygulaması ekisini göserip gösermediği araşırılmışır. 2. ETKİN PİYASALAR HİPOTEZİ VE FİNANSAL ANOMALİLER Modern Porföy Teorisi nin kabul görmeye başlamasıyla birlike, 1960 lı ve 1970 li yıllarda hisse senelerinin fiyalarını belirleyen fakörler konusunda çok sayıda çalışma yapılmaya başlanmışır. Bu çalışmaların emelinde hisse senedi fiyalarında meydana gelen değişmelerin rassal olup olmadığı sorusu yamakadır. Eğer fiya değişimleri rassal olursa, bir hisse senedinin geçmiş fiya harekelerine bakıp, gelecekeki fiya harekelerini ahmin ederek ek bir kazanç sağlamak mümkün olmayacakır (Ergül ve diğerleri, 2009; 48). Ekin bir piyasa, kar maksimizasyonu amacı ile menkul kıymelerin gelecekeki değerlerini ahmin emek iseyen çok sayıda rasyonel yaırımcının birbirleriyle rekabe eiği ve önemli güncel verilerin üm piyasa kaılımcıları arafından kolaylıkla edinilebildiği bir piyasa olarak anımlanmakadır (Fama, 1965; 56). Dolayısıyla ekin piyasalarda yer alan yaırım araçlarının fiyalarının, o an için piyasada geçerli olan her ürlü bilgiyi yansıığı düşünülmekedir. Karar verme sürecini rasyonel olarak açıklayan Ekin Piyasalar Hipoezi nin içerisinde duygulara, önsezilere, deneyimlere, grup veya çevre ekisine, alışkanlıklara, inançlara yer verilmemekedir (Korkmaz ve Ceylan, 2007; 613). Uzun yıllar yapılan çalışmalara rağmen henüz Ekin Piyasalar Hipoezi nin doğruluğunu kanılayacak kesin bulgulara raslanmamışır. Yapılan birçok araşırma, güçlü ipe ekin piyasaların var olmadığını, mevcu finansal piyasaların zayıf ipe veya yarı güçlü ipe ekin piyasalar olduğunu oraya koymakadır (Timmermann ve Granger, 2004; 17). Ayrıca lieraürde bu hipoezin emel varsayımına uymayan ve çelişen pek çok ampirik bulgu yer almakadır. Piyasa ekinliğine uymayan bu gibi durumlara genel olarak anomali denilmekedir (Ergül ve diğerleri, 2009; 48-49). Anomali, eori ile uyuşmayan bir gözlem veya realie ve olağan dışı bir davranışır. Eğer ampirik bir bulguyu (gözleme dayalı bulgu) eorik çerçevede realize emek güç ise veya bu bulguyu açıklamak için makul olmayan varsayımlar yapmak gerekli ise, söz konusu bulgu anomali olarak değerlendirilmekedir. Diğer bir deyişle, anomali genel kabul görmüş esas ve ilkelere uyumlu olmayan olağan dışı bir davranış biçimidir (Özmen, 1997; 11). Finansal piyasalarda görülen anomaliler menkul kıyme fiyalarının gerçek değerlerini yansımalarına engel olmakadır. Finansal piyasalarda anomalilerin varlığı hem piyasa ekinsizliğine işare emeke hem de sermaye varlıklarının fiyalandırılmasında yeersiz koşulları oraya koymakadır. Dolayısıyla ekin piyasa hipoezi ile ilgili yapılan çalışmalarda özellikle piyasalarda görülen anomaliler üzerinde oldukça fazla durulmakadır (Uslu, 2002; 55). Ekin Piyasalar Hipoezi nden sapmalar olarak nielendirilen anomalileri bilimsel olarak açıklamak amacıyla, birçok çalışmada farklı anomaliler ampirik bulgulara dayandırılarak oraya konulmaya çalışılmakadır (Karan, 2004; 281). Yapılan araşırmalarda dönemsel ve dönemsel olmayan anomalilere raslanmışır. Dönemsel anomalilerden bazıları; gün içi anomalisi, ail günleri anomalisi, Ocak ayı anomalisi, hafa sonu anomalisi, yaz saai uygulaması anomalisi gibi isimlerle anılmakadır. Dönemsel olmayan anomaliler ise küçük-büyük firma anomalisi, piyasa değeri/defer değeri oranı anomalisi, fiya/kazanç oranı anomalisi, ihmal edilmiş firma anomalisi, emeü verimi anomalisi, zararda olan şirkeler anomalisi şeklinde adlandırılmakadır (Taner ve Kayalıdere, 2002; 7). Hisse senedi fiyalarında veya geirilerinde dönemsel anomali yaraan akvimsel ekiler veya rendler saalik, günlük, hafalık, aylık, yıllık veya belirli bir dönem öncesi veya sonrası emelinde ele alınmakadır. Hisse senedi geirilerinin 1140

3 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK herhangi bir gün, hafa, ay, dönem veya herhangi bir zaman diliminde diğer zaman aralıklarına göre daha üsün veya daha köü performans göserip gösermediği araşırılmakadır. Ekin Piyasalar Hipoezi ne göre, hisse senedi geirileri zamandan bağımsızdır, dolayısıyla üm zaman dilimleri geiri açısından farksızdır. Ancak realie söz konusu olduğunda söz konusu hipoez doğrulanmamakadır. Sayısız ampirik çalışmadan elde edilen bulgular, hipoezin ersine geirilerin öngörülebildiğini, belirli zaman dilimlerinin diğerlerine göre sürekli negaif veya poziif geiri sağladığını kanılamış ve hisse senedi geirilerinde akvimsel rendlerin var olduğunu oraya çıkarmışır (Özmen, 1997; 12). Aşağıda hafa sonu ve yaz saai uygulaması anomalilerine kısaca değinildiken sonra bu anomalilerin İMKB de es edilmesine ilişkin uygulamaya yer verilecekir Hafa Sonu (Hafanın Günü) Anomalisi Son yıllarda ABD, Avrupa ve Uzakdoğu piyasaları üzerine yapılan bilimsel araşırmalarda hafanın bazı günlerinin isaisikî olarak anlamlı bir düzeyde poziif veya negaif geiri sağladıkları sapanmışır. Yapılan çalışmaların çoğunda en çok dikkai çeken gün Pazaresi olmuşur. Cross (1973) ve French (1980) ilk defa Sandar and Poors (S&P) endeksini kullanarak Pazaresi kapanış fiyalarının Cuma kapanış fiyalarından daha düşük olduğunu ve Pazaresi geirilerinin genellikle negaif olduklarını sapamışlardır (Karan, 2004; 285). Hafa sonu anomalisine göre Cuma günü en yüksek poziif sermaye geirisinin elde edildiği gün olmakadır (Uslu, 2002; 58). S&P 500 endeksinin 2 Ocak 1953 ile 21 Aralık 1970 yılları arasında, Cuma günlerinin %62 sinde, Pazaresi günlerinin ise sadece %39,5 inde yükseldiği belirlenmişir. Ayrıca Cuma günlerinin oralama geirisi %0,12 olarak gerçekleşirken, Pazaresi günlerinin oralama geirisi %-0,18 olarak gerçekleşmişir (Cross, 1973; 67-69) döneminde Pazaresi günü geirilerinin %-0,168 olarak gerçekleşiği, diğer üm günlerin geirilerinin ise, özellikle Çarşamba ve Cuma günlerinin geirileri en yüksek olmak üzere, poziif olarak gerçekleşiği espi edilmişir (French, 1980; 55-69). ABD piyasasında var olan hafa sonu anomalisinin Japonya, Kanada, Avusralya ve İngilere piyasaları için de var olduğu, faka Avusralya ve Japonya Menkul Kıymeler Borsaları nda en düşük geirinin Salı günleri gerçekleşiği belirlenmişir (Jaffe ve Weserfield, 1985; ). New York Menkul Kıymeler Borsası nda döneminde Pazaresi günü, işlem hacminin %10 dan daha fazla düşerek en düşük işlem hacmine sahip gün olduğu espi edilmişir (Lakonishok ve Maberly, 1990; ) döneminde Cuma günkü geirilerin negaif olması durumunun %80 inde Pazaresi günkü geiriler de negaif, Cuma günkü geirilerin poziif olması durumunun %50 sinden fazlasında ise Pazaresi günkü geiriler de poziif olarak gerçekleşmişir (Abraham ve Ikenberry, 1994; ) döneminde negaif geirili Cuma günlerinden sonra gelen Pazaresi günlerinde, yüksek oranda kurumsal yaırımcı arafından sahip olunan hisse senelerinin, bireysel yaırımcıların elinde bulunan hisse senelerine oranla daha anlamlı biçimde düşük geirilere sahip olduğu gözlenmişir (Sias ve Sarks, 1995; 58-67). Bazı gelişmeke olan ülkelerin de içinde bulunduğu 23 ülkenin borsalarında, genel olarak Cuma günleri negaif geiriler gerçekleşmiş ise, Pazaresi günlerinin geirilerinin çok daha negaif olarak gerçekleşiği espi edilmişir (Tong, 2000; ). Ocak 1998 ve Ekim 2003 arihleri arasında Doğu Asya da yer alan 10 ülkenin borsalarından yedisinde negaif Pazaresi geirisi belirlenmişir. Bu ülkelerden Çin, Malezya, Singapur, Tayland ve Endonezya da en düşük oralama geirinin Pazaresi günleri, Filipinler ve Tayvan da ise Salı günleri gerçekleşiği sapanmışır (Chukwuogor-Ndu, 2005; ). İMKB bileşik endeksinin Ocak 1988-Ağusos 1994 dönemine ai en düşük oralama geirisi Salı günü, en yüksek oralama geirisi ise büün günlerin oralamasından iki ka daha büyük olacak şekilde Cuma günü gerçekleşmişir (Balaban, 1995; ). 4 Ocak 1988 ve 7 Haziran 1996 yılları arasında hafanın en yüksek geiri sağlayan günleri %0,1906 ile Cuma, %0,1509 ile Çarşamba günleri olmuşur. Negaif geiri sağlayan ek gün ise %-0,0026 ile Salı günü olarak belirlenmişir (Özmen, 1997; 65-71) döneminde hafanın negaife yakın ve en düşük geirisinin Salı günleri oraya çıkığı, bunu Pazaresi günlerinin izlediği belirlenmişir. Ayrıca hafanın en yüksek geirisi üm günlerin oralamasından %81 oranında daha fazla olacak şekilde, %0,47 ile Cuma günleri elde edilmişir (Bildik, 2000; 88-94) döneminde firma büyüklüklerine göre oluşurulan üm porföylerde, en yüksek ve isaisiki olarak anlamlı geirinin Cuma günleri gerçekleşiği espi edilmişir (Karan ve Uygur, 2001; ). Ocak 1988 ve Mar 1996 yılları arasında Cuma günü geirilerinin sürekli biçimde yüksek olarak gerçekleşiği gözlenmiş, faka Pazaresi veya Salı günlerinin ekisine ilişkin herhangi bir bulgu espi edilememişir (Demirer ve Karan, 2002; 47-77). Temmuz 2001-Haziran 2007 döneminde genel olarak günlük geirilerin Perşembe ve Cuma günleri poziif ve isaisiki olarak anlamlı olduğu gözlenmişir. Pazaresi ve Salı gününe ai geirilerin genellikle negaif olduğu gözlenmekle birlike, isaisiki olarak anlamlı olmadığı sapanmışır (Akaş ve Kozoğlu, 2007; 37-45). Ocak 2002 ve Haziran 2005 döneminde Cuma günleri %0,518 ile hafanın en yüksek geirisini, Pazaresi günleri ise, %-0,378 ile hafanın en düşük geirisini sağlayan günler olarak bulunmuşur (Tunçel, 2007; ) dönemi için hafanın günlerinin analizinin yapıldığı başka bir çalışmanın sonucunda, Cuma günleri İMKB Endeksi geirisinin diğer günlere oranla oralamadan yüksek, Pazaresi günleri ise düşük olduğu oraya konmuşur (Aakan, 2008; ). 1141

4 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Ayrıca, Ocak 1997-Aralık 2007 döneminde İMKB İkinci Ulusal Pazar Endeksi nde Cuma günü en yüksek geirinin elde edildiği gün olurken, en düşük geirinin elde edildiği günün Çarşamba olduğu sonucuna ulaşılmışır (Ergül ve diğerleri, 2009; 47-64) Yaz Saai Uygulaması Anomalisi Yaz saai uygulamasının başlangıç ve biiş günleri insanların saa değişikliklerinden ekilenme dereceleri göz önünde bulundurularak Pazar günlerine denk geirilmekedir. İlkbaharda saalerin 1 saa ileri alınmasıyla insanların uyku düzenlerinde 1 saalik bir kayıp meydana gelmeke ve sonbaharda saalerin 1 saa geri alınmasıyla 1 saalik bir kazanç oluşmakadır. Uyku düzenlerinde meydana gelen bu kazanç ve kayıpların insanların fizyolojik düzenlerinde olumsuzluklar meydana geirdiği ve rasyonel bir şekilde karar almalarını zorlaşırdığı düşünülmekedir. Saalerin ileri ve geri alındığı Pazar gününün bir eresi ve ilk iş günü olan Pazaresi günlerinde, hisse senedi piyasalarında işlem yapanların bu değişikliken ekilenebilecekleri görüşü ileri sürülmekedir. Uyku düzenlerinde meydana gelen bozukluğun yaramış olduğu yorgunluk ile insanlar hisse senedi piyasalarında gerçekleşirecekleri işlemleri ereleme psikolojisine girebilmekedirler. Bunun en büyük nedenlerinden birisi insanların, fizyolojik yapılarında uykusuzlukan dolayı meydana gelen moral bozukluğu ve yorgunluğun işlemlerini gerçekleşirirken rasyonel karar vermelerini ekileyeceği endişesine kapılmalarıdır (Kamsra ve diğerleri, 2000; ). ABD de NYSE, AMEX, NASDAQ endeksleri için ve S&P 500 endeksi için dönemlerinde, Kanada da TSE 300 endeksi için döneminde, İngilere de piyasa endeksi için döneminde yaz saai uygulamasının yapıldığı hafa sonu sonrasındaki geirilerin normal hafa sonlarından sonraki geirilerden daha düşük gerçekleşiği espi edilirken, Almanya da DAX 100 endeksi için döneminde yaz saai uygulaması anomalisi sapanmamışır (Kamsra ve diğerleri, 2000; ). Kamsra ve diğerleri (2000) arafından yapılmış olan bu çalışmayı eyi emek amacıyla Pinegar (2002) arafından yapılan çalışmada, ABD de döneminde NYSE, AMEX ve S&P 500 endeks geirileri üzerinde yaz saai uygulaması ekisi gözlenmemişir. Ayrıca ABD de 1987 yılında yaşanan hisse senedi piyasası çöküşünün yaz saai uygulamasının yapıldığı bir günde değil normal bir Pazaresi gününde gerçekleşiği ileri sürülerek yaz saai anomalisinin hafa sonu anomalisinden ibare olduğu ifade edilmişir (Pinegar, 2002; ). Avusralya Menkul Kıymeler Borsası nda Ocak 1980 ve Mayıs 2003 arihleri arasında heerosedasisii ve ookorelasyona ai düzenlemeler yapıldıkan sonra hisse senedi geirileri üzerinde yaz saai anomalisine raslanılmamışır (Worhingon, 2003; 83-93). ABD de döneminde, veriler ilkbahar ve sonbahar dönemine ai yaz saai uygulamalarına ayrıldığında, negaif geirilerin sonbaharda yapılan yaz saai uygulaması ile sınırlı olduğu, bu negaif geirilerin de sadece Ekim in iki hafa sonu için geçerli olduğu görülmüşür. ABD piyasası için Ekim ayı diğer aylara göre daha değişken bir görünü çizdiğinden dolayı Kamsra ve diğerleri (2000) arafından bulunan sonbahara ai yaz saai uygulaması anomalisinin Ekim ayı hafa sonu anomalisi olabileceği ileri sürülmüş ve yaz saai anomalisinin var olmadığı belirilmişir (Lamb ve diğerleri, 2004; ). S&P 500 endeksi üzerinde Haziran 1962 ve Aralık 2006 arihleri arasında yaz saai ayarlamaları ile hisse senedi geirileri arasında herhangi güçlü bir bağlanı kurulamamış, sadece sonbaharda yapılan yaz saai ayarlamalarının olduğu hafaların oralama geirileri negaif olarak espi edilmişir. Bu sonucun ise sonbaharda yapılan yaz saai uygulaması sonucunda insanların fazladan bir saa kazanarak uykularından mahrum kalmamaları göz önüne alındığında şaşırıcı olduğu belirilmişir (Seigerwald ve Cone, 2007). NYSE, S&P 500, AMEX endekslerinde Ocak 1967-Haziran 2007 döneminde, NASDAQ endeksinde ise Aralık 1972-Haziran 2007 döneminde yaz saai uygulaması anomalisinin geiri ve volailie bazında mevcu olmadığı espi edilmişir. Yaz saai uygulaması anomalisine raslanılmadığı halde analizlerde hafa sonu anomalisi gözlenmişir. Bu gözleme göre Pazaresi günleri düşük beklenen geiri ve yüksek volailieye sahip günler olarak espi edilmişir (Berumen ve diğerleri, 2008). Almanya, Fransa, Hollanda, Finlandiya, Norveç, İsveç, İspanya ve İalya piyasalarında Temmuz 1987-Ağusos 2005 arihleri arasında yaz saai uygulaması anomalisi gözlenmemişir. Bunun nedeni olarak, genelde Avrupa ve özelde Almanya piyasalarının yaz saai uygulamasının gerçekleşirilmeye başladığı zamandan bu yana ekinleşerek gelişmiş olması göserilmişir (Müller ve diğerleri, 2009; ). 3. METODOLOJİ VE VERİ SETİ Zaman serileri için model oluşurmada ön koşul oluşuran sabi varyans varsayımının her zaman gerçekleşmesi çok güçür. Özellikle finansal verilerle çalışırken değişen varyans ve koşullu değişen varyansın araşırılması gerekmekedir. Bu alanda Inclan ve Tiao (1994), serilerin varyansında çoklu kırılmayı belirleyen bir yönem gelişirmişlerdir. Bu yaklaşım serilerin farklı bölümlerinde sisemaik değişim nokalarını araşırmak için birikimli kareler oplamını kullanmakadır. Yönem yineleme yoluyla çoklu değişim nokalarını belirlemeye yönelik bir algorima izlemekedir. k 2 2 Ck r 1 oralaması sıfır varyansı olan ilişkisiz (korelasyonsuz) rassal değişken olan r nin birikimli kareler oplamını gösermekedir. Merkezi (ve normal) birikimli kareler oplamını beliren D k : 1142

5 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK (T=örneklem boyuu ve k=1,, T için) şeklinde anımlanır ve D0 D T 0 dır. C k (1) k Dk C T T Varyansa bir değişim olduğunda C k nın eğimi çok yavaş değişirken D k nın eğimi ser bir şekilde değişiğinden dolayı es yöneminde C k isaisiği yerine D k isaisiği kullanılmakadır. Bunun yanı sıra D k nın poziif değerlerinde varyansa kırılma görsel olarak daha kolay elde edilebildiğinden, varyansaki değişim nokası max k D k şeklinde araşırılmakadır. k*, max k D k değerini maksimum yapan k nokası olarak belirlenirse ve bu maksimum mulak değer önceden belirlenen kriik değeri aşarsa, k* nokasına çok yakın bir nokada varyansa değişimin olduğuna karar kılınmakadır. Sıfır hipoezin H 0 : var(r ) = sabi olarak kurulduğu es yöneminde, T /2D k isaisiği asimpoik Brownian dağılımı gösermekedir. Inclan ve Tiao bu es isaisiği için kriik değeri %5 önem düzeyinde D olarak belirlemişlerdir. * Tes yöneminde olası ek bir değişim nokasının varlığı ile ilgilenilirse, D k fonksiyonu amin edici sonuçlar vermekedir. Bununla birlike bir serinin varyansında çoklu kırılmanın varlığı araşırıldığında D k fonksiyonu maskeleme ekisi nedeniyle kullanışsız hale gelmekedir. Inclan ve Tiao (1994) bu sorunu çözmek için olası değişim nokası belirlendiken sonra D k isaisiği değerlerine göre seriyi parçalara bölen İeraif Kümülaif Kareler Toplamı (Ieraed Cumulaive Sums of Squares-ICSS) yönemini önermişir. Geleneksel ekonomerik modellerde haa eriminin varyansının sabi olduğu varsayılmakadır. Bununla birlike, birçok finansal zaman serisinde düşük volailie dönemini yüksek volailie dönemi akip emeke ve bu durum volailie kümelenmesi olarak adlandırılmakadır (Enders, 2004). Özellikle finansal zaman serileri ile ahminleme yapılırken serilerdeki volailie kümelenmesini dikkae almamak model sonuçlarında önemli sapmalara yol açmakadır. Bu amaçla Engle (1982) finansal zaman serilerinde volailie kümelenmesini modellemek için ooregresif koşullu değişen varyans (ARCH) modelini gelişirmişir. Bollerslev (1986) ise volailie modeline koşullu varyansı ekleyerek genelleşirilmiş ooregresif koşullu değişen varyans (GARCH) modelini lieraüre kazandırmışır. Bollerslev (1986) arafından gelişirilen GARCH model aşağıdaki gibi ifade edilmekedir: r, \,,..., r, r,... ~ GED(0, h ) h L L h 2 2 Burada r endeks geirisini, μ r nin koşullu oralamasını, h koşullu volailieyi, L gecikme işlemcisini gösermekedir ve ω > 0, α i, β i 0 şeklindedir. Hisse senedi geirilerinin koşullu haasının normal dağılım gösermediği durumlarda GARCH modelinin koşullu haasının genelleşirilmiş haa (2) dağılımı (GED) göserdiği varsayılabilmekedir. GARCH modelde α i ve β i oplamı bir şok karşısında volailiedeki kalıcılığı vermekedir. Bu oplam bir olursa GARCH model büünleşik genelleşirilmiş ooregresif koşullu değişen varyans (IGARCH) modeli olarak adlandırılmakadır. Diğer arafan hisse senedi fiyalarının önemli bir özelliği piyasada köü haber beklenisinin iyi haber beklenisine göre volailieyi daha fazla arırmasıdır. Birçok hisse senedi için, şimdiki geiri ile gelecekeki volailie arasında yüksek negaif bir korelasyon mevcuur. Hisse senedi geirisinde arış olduğunda volailienin azalması ve geiri düşüğünde volailienin arması kaldıraç ekisi olarak adlandırılmakadır. Hisse senedi geirilerinde kaldıraç ekisini modellemek için lieraürde iki faklı model gelişirilmişir. Bunlar Glosen ve diğerleri (1993) arafından gelişirilen Eşik Değerli GARCH (TARCH) model ve Nelson (1991) arafından gelişirilen Üssel GARCH (EGARCH) modeldir. Nelson (1991) arafından gelişirilen EGARCH model aşağıdaki gibi ifade edilir: r, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) ln h L Lh f h EGARCH modelin GARCH modele göre bir akım avanajları mevcuur. Bunlardan ilki koşullu varyans log-doğrusal formda modellendiğinden GARCH paramereleri üzerindeki negaif olmama kısıı oradan kalkmaka, ahmin edilen GARCH paramereleri negaif olsa dahi logarimik dönüşüm yapıldığından koşullu varyans daima poziif olmakadır. İkincisi EGARCH modelde haa eriminin geçmiş değeri yerine sandardize haaların kullanılması şokun büyüklüğü ve kalıcılığı hakkında daha doğal açıklama yapma imkanı sağlamakadır. Son olarak EGARCH modelde asimeri ekisi f volailie parameresi ile ölçülmekedir. Denklem (2) de 1 1 h poziif ise koşullu varyansa şokun ekisi α+f oplamına, negaif ise -α+f oplamına eşi olacakır. Ayrıca ahmin edilen f parameresi isaisiki olarak anlamlı ise kaldıraç ekisinin varlığı kabul edilmekedir (Enders, 2004). Bunun yanı sıra, Korkmaz ve diğerleri (2009a), DiSario ve diğerleri (2008) ve Kılıç (2004) İMKB nin koşullu volailiesinde uzun hafızanın varlığını espi eiklerinden dolayı İMKB 100 endeks geirisinin ahmin edilmesinde EGARCH modelin yanı sıra Parçalı Büünleşik GARCH (Fracional Inegraed GARCH-FIGARCH) model de dikkae alınmışır. FI- GARCH model Baillie ve diğerleri (1996) arafından koşullu volailiedeki uzun hafızanın varlığını belirlemek için gelişirilmişir. FIGARCH model aşağıdaki gibi ifade edilmekedir: 1 h 1 (3) 1143

6 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi r, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) d 2 h 1 L 11 L L 1L Burada reel sayı olan d parameresi volailiedeki uzun hafıza parameresi olarak adlandırılmakadır ve d 0.5 olduğunda süreç durağan olmamakadır. 0 < d < 0.5 için süreç uzun hafıza özelliği göserirken, d = 0 olduğunda süreç kısa hafıza ve d < 0 olduğunda ora hafıza olarak adlandırılmakadır. Denklem (4), d = 0 olduğunda GARCH modele, d = 1 olduğunda IGARCH modele dönüşmekedir. Çalışmada yaz saai uygulamasının, hafa sonunun ve hafanın gününün oralama geiri ve koşullu varyans üzerindeki ekisi EGARCH ve FIGARCH modeller dikkae alınarak üç farklı model ile araşırılmışır. Yaz saai uygulamasının ve hafa sonunun oralama geiri üzerindeki ekisi aşağıda verilen Model I deki gibi ifade edilmekedir: Model I: EGARCH Model r X, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) ln h L Lh f h FIGARCH Model r X, h 1 \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) (5) 1 1 d 2 h 1 L 11 L L 1L Burada X yaz saai uygulaması, hafa sonu ekisi ya da hafanın günü ekisini belirleyebilmek için oluşurulmuş kukla değişkeni gösermekedir. Yaz saai uygulamasının, hafa sonunun ve hafanın gününün İMKB nin koşullu varyansı üzerindeki ekisi aşağıda verilen Model II ile araşırılmışır: Model II: EGARCH Model r, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) ln h L L h f X 1 h h 1 (7) (6) (4) FIGARCH Model r, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) d h L L L L X Burada X yaz saai uygulaması, hafa sonu ekisi ya da hafanın günü ekisini belirleyebilmek için oluşurulmuş kukla değişkeni gösermekedir. Son olarak yaz saai uygulaması, hafa sonu ve hafanın gününün İMKB nin oralama geirisi ve koşullu varyansı üzerindeki eşanlı ekisi aşağıda göserilen Model III ile araşırılmışır: Model III: EGARCH Model r X, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) ln h L L h f X 1 h h 1 FIGARCH Model r X, \,,..., r, r,... ~ GED(0,h ) (9) 1 1 d h L L L L X (8) (10) Burada X yaz saai uygulaması, hafa sonu ekisi ya da hafanın günü ekisini belirleyebilmek için oluşurulmuş kukla değişkeni gösermekedir. Yaz saai uygulamasının ve hafa sonunun İMKB 100 endeks geirisi üzerindeki ekisini araşırmak amacıyla ile arihleri arasında hisse senelerine ai günlük kapanış fiyaları kullanılmışır. İMKB 100 endeksine ai geiri serisi r 100ln p / p 1 formülü ile oluşurulmuş ve analizlerde geiri serisi kullanılmışır. Çalışmada kullanılan veriler Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası (TCMB) nın elekronik veri abanından elde edilmişir. Türkiye de yaz saai uygulamasının başlangıç arihi Mar ın son Pazar günü olarak gerçekleşirilmekedir. Yaz saai uygulamasının biiş arihi ise 1996 öncesi dönem için Eylül ün son Pazar günü olarak belirlenmişken, 1996 ve sonrası dönem için Ekim in son Pazar günü olarak düzenlenmişir. Dolayısıyla verilerin analize hazırlanmasında bu Pazar günlerini akip eden ilk iş günü olan Pazaresi geirileri dikkae alınmışır. 1144

7 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK 4. YAZ SAATİ UYGULAMASI ANOMALİSİNİN İMKB 100 ENDEKS GETİRİSİNE ETKİSİNİN ARAŞTI- RILMASI Bir piyasanın ekinliği veya ekinlik derecesi anomalilerin söz konusu piyasada geçerli olup olmaması ile yakından ilgili olmakadır. Hisse senedi piyasası endeks geirilerinin, yıl içinde Mar aylarında saalerin ileri alınmasıyla yaz saai uygulanmasının başladığı ve Ekim aylarında saalerin geri alınmasıyla yaz saai uygulamasının son bulduğu günlerin eresinde düşme eğilimi gösermesi şeklinde ifade edilebilecek yaz saai uygulaması anomalisi (dayligh saving anomaly) söz konusu anomalilerinden birini oluşurmakadır. Bu çalışmada lieraürde çeşili ülkelerin hisse senedi piyasalarındaki endeks geirileri üzerinde es edilen yaz saai uygulaması anomalisinin Türkiye de İMKB de sekörel emsil kabiliyei göz önünde bulundurularak seçilmiş 100 hisse senedinden oluşan İMKB 100 endeks geirisinin üzerindeki ekisi araşırılmaya çalışılmışır. Bu çalışmanın yapılmasına emel eşkil eden çalışma Kamsra ve diğerleri arafından 2000 yılında yayınlanmış olan Losing Sleep a he Marke: The Dayligh Saving Anomaly (Piyasada Uyku Kaybı: Gün Işığı Tasarrufu Anomalisi) başlıklı makaledir. Kamsra ve diğerleri (2000) arafından lieraürde ilk kez yaz saai uygulamasına yönelik bir anomali analiz edilmiş ve anlamlı sonuçlar bulunmuşur. Faka bu çalışma sonrasında yapılan araşırmaların çoğunda yaz saai uygulaması anomalisi ile hafa sonu anomalisi arasında anlamlı bir farklılık olduğu görüşü kesin olarak deseklenmemişir. Yaz saai uygulaması anomalisi kendi içerisinde çelişkilere sahip bir yapı arz emekedir. İlkbahar döneminde saalerin bir saa ileri alınması ile uyku düzenlerinde bir saa kaybeden bireyler sonbahar döneminde saalerin bir saa geri alınması ile uyku düzenlerinde ekrar bir saa kazanım sağlamakadırlar. Dolayısıyla yaz saai uygulaması anomalisinin nedeni olarak göserilen insanların uykusuzluk yaşama problemlerinin sonbahar döneminde yapılan yaz saai uygulaması sonucunda gözlenmesi şaşırıcı bir bulgu olarak nielendirilmekedir. Yaz saai uygulaması anomalisinin hisse senedi piyasalarında çeşili nedenler dolayısıyla oluşan hafa sonu anomalisinden farklı olup olmadığı lieraürde hala ne bir şekilde yanı bulabilmiş değildir. Bu çalışmanın yapılma amacı, Türkiye nin Avrupa Yaz Saai Uygulaması nda yer alan bir ülke olmasından dolayı İMKB de yaz saai uygulaması anomalisinin varlığının espi edilmesi ve varsa bunun nedenlerinin araşırılmasıdır. Bu amaçla lieraürde yer alan arışmalara bir kakı sağlanması düşünülmekedir. Ayrıca gelişmeke olan bir piyasa olmasından dolayı, bugüne kadar gelişmiş dolayısıyla yüksek ekinliğe sahip olan piyasalar üzerine yapılan yaz saai uygulaması anomalisi analizinin, Türkiye de gerçekleşirilmesi farklı bir bakış açısı sunabilecekir. Çalışma kapsamında ayrıca İMKB de hafa sonu anomalisinin varlığına yönelik analizlere de yer verilmişir. Bunun nedeni lieraürde yer alan yaz saai uygulaması anomalisinin hafa sonu anomalisinden ibare olabileceği açıklamasıdır Türkiye de Yaz Saai Uygulaması Türkiye de başlangıç ve biiş arihlerinde Avrupa ülkeleriyle birlike hareke edilen yaz saai uygulaması, çalışma saalerinin günün güneşli bölümüne alınması ve gün ışığından daha fazla yararlanılması ve elekrik enerjisinin aydınlamada kullanılan bölümünden asarruf sağlanmasını amaçlamakadır. Yaz saai uygulaması Mar ayının son Pazar günü, saalerin bir saa ileri alınmasıyla başlamaka ve Ekim ayının son Pazar günü, saalerin bir saa geri alınmasıyla sona ermekedir. GMT (Greenwich Mean Time), adını başlangıç meridyeninin geçiği Londra nın güney doğu banliyösü Greenwich en alan bir zaman dilimidir. Burada bulunan rasahanenin üzerinde bulunduğu kabul edilen meridyen, sıfır nokası kabul edilmekedir. Bu meridyenden doğuya doğru gidildikçe ileri, baıya doğru gidildikçe geri gidilmiş olmakadır. Meridyenler arası 4 dakikadır ve her 15 derecelik dilim bir saa olarak kabul edilmekedir. Böylece 12 saa doğuda, 12 saa baıda olmak üzere, yeryüzü 24 saa dilimine bölünmüşür (T.C. Enerji, 2009; 1). Türkiye, GMT+2 ve GMT+3 (B ve C) zaman dilimleri arasında kalmaka olup İzmi ilinden geçen 300 doğu boylamını referans almakadır. 26/12/1925 arih ve 697 sayılı Günün Yirmi Dör Saae Taksimine Dair Kanunun 2. Maddesinde Greenwich e göre ouzuncu derecede bulunan boylam dairesi büün Türkiye Cumhuriyei saaleri için esas alınır. Ayrıca başlangıç ve biiş arihleri belirilmek ve bir saai aşmamak şarıyla yaz saai uygulamaya Bakanlar Kurulu yekilidir. denilmekedir. Türkiye yılın 5 ayını B zaman diliminde (GMT+2), 7 ayını ise Bakanlar Kurulu Kararı ile yaz saai uygulaması olarak C zaman diliminde (GMT+3) geçirmekedir (T.C. Enerji, 2009; 1) Analiz Bulguları İMKB 100 endeksi üzerinde yaz saai uygulamasının anlamlı bir ekiye sahip olup olmadığı 1987 ile 2009 yılları arasında günlük veriler kullanılarak araşırılmışır. Bununla birlike ele alınan dönem içinde Türkiye ekonomisinde ve Türkiye nin ekileşim içinde bulunduğu ülke ekonomilerinde önemli yapısal değişimler olmuşur. 1 Ülke ve dünya genelinde oraya çıkan bu gelişmelerin İMKB 100 endeksinin varyansında yapısal kırılmalara neden olması beklenebilir. Bu nedenle ilk olarak İMKB 100 endeksinin varyansında yapısal kırılma olup olmadığı Inclan ve Tiao (1994) arafından gelişirilen ICSS yönemi ile araşırılmışır. Tes sonuçlarına göre, İMKB 100 endeksinin varyansında ile arihlerinde olmak üzere iki kırılma espi edilmişir. ICSS yöneminden elde edilen kırılma arihleri incelendiğinde, ilk kırılma arihi İMKB nin yeni faaliyee geçiği döneme denk gelmekedir. İkinci kırılma arihi ise küresel finansal krizin Türkiyeüzerindeki ekisinin belirginleşmeye başladığı dönemi işare emekedir. Şekil 1 de İMKB 100 endeks geirisi ve kırılma arihlerine göre düzenlenmiş ± 3 sandar sapma değerleri ile birlike verilmişir. İMKB 100 endeks geirisinin varyansındaki ya- 1145

8 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi pısal kırılmaların ekisini oradan kaldırabilmek amacıyla kukla değişkenler oluşurulmuşur. İlk kukla değişken ile arihleri arasında 1, diğer dönemler için 0 değerini almakadır. İkinci kukla değişken ise arihinden sonrası için 1, diğer dönemler için 0 değerini almakadır IMKB100 Şekil 1: İMKB 100 Endeks Geirisi 3SandarSapma Tablo 1 de İMKB 100 endeksine ai geiri serisinin anımlayıcı isaisikleri yer almakadır. Tablo 1 deki verilere göre, ele alınan dönem içinde günlük oralama geiri ve sandar sapma olarak belirlenmişir. Basıklık değerine göre geiri serisi kalın kuyruk özelliği gösermeke ve normal dağılıma uymamakadır. Geiri serileri ve kareleri için yapılan ookorelasyon esi sonucunda gerek oralamada gerekse volailiede ookorelasyonun varlığı sapanmışır. Son olarak ARCH esi sonucuna göre, geiri serilerinin koşullu değişen varyans özelliği sergilediği belirlenmişir. Tablo 1: İMKB 100 Endeks Geirisi Tanımlayıcı İsaisikleri ( ) Geiri serisinin büünleşme derecesi Dickey ve Fuller (1979) arafından gelişirilen ADF, Phillips ve Peron (1988) arafından gelişirilen PP ve Kwiakowski ve diğerleri (1992) arafından gelişirilen KPSS birim kök esleri ile araşırılmış ve sonuçlar Tablo 2 de verilmişir. Birim kök esi sonuçlarına göre, geiri serisinin birim kök içermediği, düzey değerleri iibariyle durağan olduğu belirlenmişir n Or. Sd. Sap. Çarpklk Basklk J-B Tesi ARCH (5) Q (10) Q s (10) [0.000] [0.000] [0.000] 1149 [0.000] No: No: J-B J-B Jarque-Bera Jarque-Bera normallik normallik esini, esini, ARCH ARCH LM koşullu LM varyans koullu esini, varyans Q(.) esini, geiri serileri Q(.) geiri için Qs serileri (.) geiri için serilerinin Q s (.) geiri kareleri serilerinin için Box-Pierce kareleri ookorelasyon Box-Pierce esini ookorelasyon ifade emekedir. esini ifade için emekedir. Tablo 2: Birim Kök Tesi Sonuçları Tablo 3 e İMKB 100 endeks geiri serisi için EGARCH ve FI- GARCH model sonuçları yer almakadır. Endeks geiri serisi için oralama denklemi, Akaike bilgi krieri ve haa erimleri ile ilgili esler dikkae alınarak, AR (10) olarak belirlenmişir. Tablo 3 eki EGARCH model sonuçlarına göre, alfa ve bea paramereleri %1 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı bulunurken, yapısal kırılmaların ekisini oradan kaldırmak için modele dahil eiğimiz kukla değişkenler isaisiki olarak anlamlı değildir. Asimeri ekisini ölçen f parameresi olarak ahmin edilmiş ve %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı bulunmuşur. Bu sonuç İMKB de köü haberlerin volailieyi iyi haberlere göre daha fazla ekilediği anlamına gelmekedir. EGARCH modelden elde edilen haa erimleri ve haa erimlerinin kareleri için ookorelasyon ve ARCH esi yapılmış ve %5 önem düzeyinde haa erimleri ve karesinde ookorelasyonun varlığı sapanmışır. 2 Tablo 3 eki FIGARCH model sonuçlarına göre ise, parçalı büünleşme parameresi olarak ahmin edilmiş ve isaisiki olarak anlamlı bulunmuşur. Bu sonuç İMKB 100 endeks geirisinin koşullu varyansının uzun hafıza özelliği göserdiği ve volailienin ahmin edilebilir bir yapıda olduğunu belirmekedir. Volailienin uzun hafıza özelliği gösermesi İMKB nin ekin bir piyasa olmadığını belirmekedir. Elde edilen bu sonuç Korkmaz ve diğerleri (2009b), DiSario ve diğerleri (2008) ve Kılıç (2004) arafından elde edilen sonuçlarla örüşmekedir. Volailiede kalıcılığın gösergesi olan β parameresi olarak ahmin edilmiş ve %5 önem düzeyinde isaisiki olarak sıfırdan farklı bulunmuşur. GED paramere ahmin değerinin her iki model için ikiden küçük ve isaisiki olarak anlamlı olması geiri serilerinin kalın kuyruk özelliğine sahip olduğunu gösermekedir. Haa erimleri ile ilgili esler dikkae alındığında FIGARCH model için %5 önem düzeyinde varsayımsal bir sorun espi edilememişir. Bu nedenle FIGARCH model İMKB 100 endeks geirisini ahmin emede EGARCH modele göre daha uygun sonuçlar vermişir. Deiken ADF PP KPSS Geiri *** *** 0.266*** No: No: Birim Birim kök kök esleri esleri sabi sabi erimli erimli model üzerinden model üzerinden yapılmışır. yaplmr. ADF esinde ADF gecikme esinde sayısını gecikme belirlemek saysn için Schwarz belirlemek bilgi için krieri, Schwarz PP ve KPSS bilgi eslerinde krieri, PP Nevey ve KPSS Wes eslerinde arafından gelişirilen Nevey ve band Wes genişliği arafndan kullanılmışır. geliirilen *** işarei band değişkenin genilii kullanlmr. %1 önem düzeyinde *** iarei durağan deikenin olduğunu %1 ifade emekedir. önem düzeyinde duraan olduunu ifade emekedir.

9 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK Tablo 3: EGARCH ve FIGARCH Model Sonuçları EGARCH FIGARCH Oralama Denklemi µ 0.098*** 0.116*** AR(1) 0.094*** 0.093*** AR(2) AR(3) AR(4) 0.024* 0.023* AR(5) AR(6) AR(7) AR(8) AR(9) 0.029** 0.032*** AR(10) 0.028** 0.027** Varyans Denklemi! *** " 0.290*** # 0.957*** 0.315** f * - d *** Kırılma Kırılma df 1.451*** 1.483*** Q (10) [0.038] [0.062] Q s (10) [0.001] [0.074] ARCH (5) [0.013] [0.551]! No: df GED paramere ahmin değerini, ARCH LM koşullu varyans esini, Q (10) haa erimleri için Qs (10) haa erimlerinin kareleri için Box-Pierce ookorelasyon esini ifade emekedir. Kırılma1 ve Kırılma2, İMKB 100 endeks geirisinde yapısal kırılmaların ekisini oradan kaldırmak için oluşurulmuş kukla değişkenleri belirmekedir. ***, ** ve * işareleri ilgili değişkenin %1, %5 ve %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. Yaz saai uygulamasının İMKB üzerindeki ekisini belirleyebilmek amacıyla ilk olarak yaz saai uygulamasının yapıldığı arihler belirlenmişir. Yaz saai uygulamasının yapıldığı arihler belirlendiken sonra, uygulamanın yapıldığı arihi akip eden ilk iş günü 3 için 1, diğer günler için 0 değeri alan kukla değişken oluşurulmuşur. Böylelikle oluşurulan kukla değişken isaisiki olarak anlamlı bulunursa, yaz saai uygulaması yapıldıkan sonraki ilk iş gününde İMKB de anomali oluşuğuna dair yorumda bulunulmasına olanak sağlayacakır. Yaz saai uygulamasının İMKB üzerindeki ekisi ilkbahar dönemi, sonbahar dönemi ve oplam eki 4 olmak üzere üç farklı şekilde araşırılmışır. Tablo 4 e ilkbahar ve sonbahar dönemlerinde yapılan yaz saai uygulamasının İMKB 100 endeksi üzerinde oluşurduğu ekiye dair EGARCH ve FIGARCH model sonuçları yer almakadır. Tablo 4 eki sonuçlara göre, ilkbahar döneminde saalerin ileri alınması oralama geiriyi olumsuz yönde ekileyerek azalırken, volailie üzerindeki ekisi EGARCH ve FIGARCH modele göre değişmekedir. EGARCH model sonuçlarına göre ilkbahar dönemindeki yaz saai uygulaması volailieyi arırıcı yönde eki yaparken, FIGARCH model sonuçlarına göre bu eki azalıcı yönde belirlenmişir. 5 İlkbahar dönemindeki yaz saai uygulamasının oralama geiri üzerinde negaif eki yapması beklenileri karşılamakadır. Çünkü ilkbaharda yapılan yaz saai uygulaması sonucunda saaler bir saa ileri alınmakadır. Saalerin ileri alınması o gün insanların daha az uyumasına neden olmaka ve uyku düzeninin bozulmasına yol açmakadır. Bireylerin uyku düzeninin bozulması ise morallerinin bozulmasına neden olarak rasyonel karar almalarını ekilemekedir. Böylece ilkbaharda yapılan yaz saai uygulaması İMKB de yaırımcıların yaırım kararlarını negaif yönde ekileyerek saış ağırlıklı işlem yapmalarına neden olmakadır. Bununla birlike ilkbahar döneminde yapılan yaz saai uygulamasının oralama geiri üzerindeki ekisi %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı bulunmuşur. Sonbaharda saalerin geri alınması oralama geiriyi ve volailieyi arırmaka, faka sadece volailie üzerindeki ekisi EGARCH modelde isaisiki olarak anlamlı olmakadır. 1147

10 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tablo 4: Yaz Saai Uygulamasının İMKB 100 Endeks Geirisine İlkbahar ve Sonbahar Dönemlerinde Ekisi Model I Model II Model III EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH Oralama Denklemi 0.102*** 0.119*** 0.098*** 0.116*** 0.102*** 0.119*** AR(1) 0.094*** 0.093*** 0.093*** 0.094*** 0.093*** 0.094*** AR(2) AR(3) AR(4) 0.024* * 0.024* 0.024* 0.024* AR(5) AR(6) AR(7) AR(8) AR(9) 0.029** 0.031** 0.028** 0.032** 0.029** 0.032** AR(10) 0.027** 0.027** 0.027** 0.028** 0.027** 0.027** lkbahar * * * Sonbahar Varyans Denklemi *** *** *** *** *** *** *** 0.311** 0.957*** 0.281** 0.957*** 0.261* f * * * - d *** *** *** Krlma Krlma df 1.450*** 1.482*** 1.453*** 1.489*** 1.452*** 1.489*** lkbahar Sonbahar * * Q (10) [0.041] Q s (10) [0.001] ARCH(5) [0.014] [0.058] [0.074] [0.559] [0.043] [0.000] [0.011] [0.077] [0.066] [0.556] [0.046] [0.000] [0.012] [0.077] [0.065] [0.551] No: df GED paramere ahmin değerini, ARCH LM koşullu varyans esini, Q (10) haa erimleri için Qs (10) haa erimlerinin kareleri için Box-Pierce ookorelasyon esini ifade emekedir. Kırılma1 ve Kırılma2, İMKB 100 endeks geirisinde yapısal kırılmaların ekisini oradan kaldırmak için oluşurulmuş kukla değişkenleri belirmekedir. ***, ** ve * işareleri ilgili değişkenin %1, %5 ve %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. 1148

11 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK Tablo 5 e ilkbahar ve sonbahar dönemlerinde yapılan yaz saai uygulamasının İMKB 100 endeksi üzerindeki oplam ekisinin araşırılmasına dair sonuçlar verilmişir. Tablo 5 eki sonuçlara göre, yaz saai uygulaması İMKB de oralama geirinin azalmasına neden olurken, volailieyi arırmakadır. Faka bu eki oralama geiri ve volailie açısından isaisiki olarak anlamlı değildir. Tablo 5: Yaz Saai Uygulamasının İMKB 100 Endeks Geirisine Toplam Ekisi Model I Model II Model III EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH Oralama Denklemi 0.102*** 0.119*** 0.099*** 0.117*** 0.102*** 0.120*** AR(1) 0.094*** 0.094*** 0.094*** 0.094*** 0.094*** 0.094*** AR(2) AR(3) AR(4) 0.024* * 0.024* 0.024* AR(5) AR(6) AR(7) AR(8) AR(9) 0.028** 0.031** 0.028** 0.032** 0.028** 0.032** AR(10) 0.028** 0.028** 0.027** 0.027** 0.027** 0.027** Toplam Eki Varyans Denklemi *** *** *** *** *** *** *** 0.316** 0.957*** 0.305** 0.957*** 0.306** f * * * - d *** *** *** Krlma Krlma df 1.453*** 1.484*** 1.453*** 1.487*** 1.454*** 1.488*** Toplam Eki Q (10) [0.040] Q s (10) [0.001] ARCH(5) [0.013] [0.063] [0.071] [0.550] [0.041] [0.001] [0.013] [0.069] [0.069] [0.561] [0.042] [0.001] [0.012] [0.069] [0.067] [0.159] No: df GED paramere ahmin değerini, ARCH LM koşullu varyans esini, Q (10) haa erimleri için Qs (10) haa erimlerinin kareleri için Box-Pierce ookorelasyon esini ifade emekedir. Kırılma1 ve Kırılma2, İMKB 100 endeks geirisinde yapısal kırılmaların ekisini oradan kaldırmak için oluşurulmuş kukla değişkenleri belirmekedir. ***, ** ve * işareleri ilgili değişkenin %1, %5 ve %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. İMKB 100 endeks geirisi üzerinde hafa sonu ekisinin varlığını araşırmak için ise hafanın ilk iş gününe (ilk iş günü olan Pazaresi aile denk gelmişse Salı günü dikkae alınmışır) 1, diğer günler için 0 değeri verilerek kukla değişken oluşurulmuş ve hafa sonunun İMKB 100 endeks geirisinde anomali yaraıp yaramadığı gerek oralama geiri gerekse koşullu varyans açısından araşırılmışır. Kukla değişken isaisiki olarak anlamlı bir ekiye sahip ise hafa sonu aillerinin İMKB de anomaliye yol açığı söylenebilecekir. Tablo 6 daki model sonuçlarına göre, hafa sonu ekisi için oluşurulan kukla değişkenin paramere ahmini oralama geiri için üm modellerde negaif ve isaisiki olarak anlamlı bulunmuşur. Bu sonuca göre, hafa sonu ailleri İMKB de anomaliye neden olmaka ve hafa sonunu akip eden ilk iş gününde İMKB de negaif oralama geiri gözlenmekedir. Hafa sonu ailinin volailie üzerindeki ekisinin üm modellerde poziif ve isaisiki olarak anlamlı olması, hafa sonunu akip eden ilk iş gününde İMKB de volailienin önemli derecede arığı anlamına gelmekedir. Böylelikle hafa sonu ailleri İMKB de anomaliye neden olarak, hafa 1149

12 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi sonu ailinden sonraki ilk iş gününde İMKB de oralama geiri diğer günlere göre negaif olmaka ve volailie armakadır. Bu sonuç beklenileri karşılamakadır. Çünkü hafanın ilk iş günü olan Pazaresi günü çalışan bireylerin hafa sonu ailinin bimiş olmasından dolayı yorgun ve moralsiz oldukları gözlenmekedir. Böylece moralsiz olan yaırımcıların ilk iş günü yaırım ercihini saış yönünde değerlendirmesi şaşırıcı olmamakadır. Tablo 6: Hafa Sonunun İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisi Model I Model II Model III EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH Oralama Denklemi 0.139*** 0.160*** 0.120*** 0.133*** 0.156*** 0.171*** AR(1) 0.095*** 0.095*** 0.090*** 0.093*** 0.093*** 0.095*** AR(2) AR(3) AR(4) 0.023* * * AR(5) AR(6) AR(7) AR(8) AR(9) 0.025** 0.029** 0.027** 0.030** 0.024* 0.028** AR(10) 0.027** 0.027** 0.027** 0.029** 0.026** 0.028** Hafa Sonu Ekisi *** *** *** *** Varyans Denklemi *** *** *** *** *** *** *** 0.307** 0.956*** *** f * ** ** - d *** *** *** Krlma Krlma df 1.453*** 1.486*** 1.485*** 1.522*** 1.486*** 1.524*** Hafa Sonu Ekisi *** 2.186*** 0.547*** 2.150*** Q (10) [0.055] Q s (10) [0.001] ARCH(5) [0.010] [0.079] [0.073] [0.546] [0.022] [0.000] [0.006] [0.043] [0.207] [0.670] [0.029] [0.000] [0.005] [0.054] [0.184] [0.654] No: df GED paramere ahmin değerini, ARCH LM koşullu varyans esini, Q (10) haa erimleri için Qs (10) haa erimlerinin kareleri için Box-Pierce ookorelasyon esini ifade emekedir. Kırılma1 ve Kırılma2, İMKB 100 endeks geirisinde yapısal kırılmaların ekisini oradan kaldırmak için oluşurulmuş kukla değişkenleri belirmekedir. ***, ** ve * işareleri ilgili değişkenin %1, %5 ve %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. Hafa sonu anomalisinin İMKB de var olduğuna kesinlik kazandırmak amacıyla Pazaresi günü oluşan ekinin hafanın diğer günlerinden farklı olup olmadığı araşırılmalıdır. Bu amaçla Pazaresi, Salı, Çarşamba, Perşembe ve Cuma günleri için kukla değişkenler oluşurulmuş böylece hafanın diğer günlerinde anlamlı bir anomali gerçekleşip gerçekleşmediği ayrıca araşırılmışır. Bu şekilde Pazaresi gününün İMKB de en fazla kaybın yaşandığı gün olup olmadığı daha ne bir şekilde anlaşılabilmiş olacakır. Model ahmininde kukla değişken uzağına düşmemek için Çarşamba günü için oluşurulan kukla değişken modele dâhil edilmemişir. Tablo 7 deki model sonuçlarına göre, Pazaresi günü için oluşurulan kukla değişken üm modellerde isaisiki olarak anlamlı bulunmuşur. Kasayı ahminlerine göre, İMKB de en fazla kaybın yaşandığı gün Pazaresi olarak belirlenmiş, Pazaresi gününün dışında Salı gününde de İMKB nin oralama geirisi negaif olarak bulunmuşur. Bu sonuç hafa sonu ailinin yaırımcılar üzerindeki ekisinin sadece Pazaresi günüyle sınırlı kalmadığı, ekinin Salı gününe de siraye eiğini gösermekedir. Perşembe ve Cuma günleri ise İMKB nin oralama 1150

13 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK geirisi poziif olmakadır. Volailie açısından incelendiğinde ise, Pazaresi günleri İMKB nin volailiesinin yükseldiği ve bu ekinin isaisiki olarak anlamlı olduğu gözlenmekedir. Cuma günleri ise İMKB de volailie isaisiki olarak anlamlı bir şekilde azalmakadır. Sonuç olarak Pazaresi günü İMKB de en fazla kaybın yaşandığı ve volailienin en yüksek olduğu gün olarak belirlenmekedir. Ayrıca İMKB de en yüksek oralama geiri hafanın son günü olan Cuma günü gerçekleşmeke ve Cuma günleri volailie belirgin bir şekilde düşmekedir. Tablo 7: Hafanın Gününün İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisi Model I Model II Model III EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH EGARCH FIGARCH Oralama Denklemi 0.162** 0.172** 0.117*** 0.135*** 0.179*** 0.187*** AR(1) 0.091*** 0.092*** 0.088*** 0.091*** 0.086*** 0.089*** AR(2) AR(3) AR(4) 0.026** 0.024* * AR(5) AR(6) AR(7) AR(8) AR(9) 0.028** 0.031** 0.027** 0.030** 0.028** 0.030** AR(10) 0.024** 0.024** 0.028** 0.029** 0.023** 0.025* Pazaresi *** ** ** ** Sal ** ** *** ** Perembe Cuma Varyans Denklemi *** ** ** *** **** *** *** *** *** f * * * - d *** *** *** Krlma Krlma df 1.438*** 1.471*** 1.496*** 1.526*** 1.487*** 1.514*** Pazaresi *** 2.165*** 0.460*** 2.110*** Sal *** *** Perembe Cuma *** ** *** *** Q (10) [0.039] Q s (10) [0.001] ARCH(5) [0.018] [0.067] [0.068] [0.500] [0.010] [0.001] [0.007] [0.034] [0.281] [0.735] [0.010] [0.001] [0.010] [0.035] [0.246] [0.703] No: df GED paramere ahmin değerini, ARCH LM koşullu varyans esini, Q (10) haa erimleri için Qs (10) haa erimlerinin kareleri için Box-Pierce ookorelasyon esini ifade emekedir. Kırılma1 ve Kırılma2, İMKB 100 endeks geirisinde yapısal kırılmaların ekisini oradan kaldırmak için oluşurulmuş kukla değişkenleri belirmekedir. ***, ** ve * işareleri ilgili değişkenin %1, %5 ve %10 önem düzeyinde isaisiki olarak anlamlı olduğunu gösermekedir. 1151

14 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi 5. SONUÇ Bu çalışmada yaz saai uygulamasının ve hafa sonlarının İMKB 100 endeksi üzerinde anomali ekisi yaraıp yaramadığı EGARCH ve FIGARCH modeller ile dönemi arasında günlük veriler kullanılarak araşırılmışır. Çalışmada dikkae alınan örneklem uzun bir zaman periyodunu kapsadığından ilk olarak İMKB 100 endeks geirisinin varyansında yapısal kırılma olup olmadığı ICSS yönemiyle araşırılmış ve es sonuçlarına göre iki kırılma belirlenmişir. Gerek EGARCH gerekse FIGARCH modellerden elde edilen sonuçlara göre, İMKB 100 endeks geiri serisinin koşulu varyansında uzun hafıza ve kaldıraç ekisinin varlığı sapanmış ve lieraürdeki çalışmalara paralel olarak İMKB nin ekin olmayan bir piyasa olduğu sonucuna varılmışır. Yaz saai uygulamasının İMKB 100 endeks geirisi üzerindeki ekisi ilkbahardaki, sonbahardaki ve ikisinin birleşimi olan oplam eki olmak üzere üç farklı şekilde oralama geiri ve koşullu varyans açısından ele alınmışır. Analiz sonuçlarına göre, sadece ilkbahar döneminde uygulanan yaz saai uygulamasının İMKB 100 endeksinin oralama geirisi üzerinde anlamlı bir ekiye sahip olduğu belirlenmişir. Bununla birlike, sonbahar dönemi ve ilkbahar ile sonbahar dönemleri birlike dikkae alındığında, yaz saai uygulamasının İMKB 100 endeksinin oralama geirisi ve koşullu varyansı üzerinde anlamlı bir eki oluşurmadığı sonucuna varılmışır. Çalışmada hafa sonu aillerinin İMKB de anomaliye neden olup olmadığı da ayrıca araşırılmış ve diğer günlere oranla hafa sonunu akip eden ilk iş günlerinde İMKB nin oralama geirisinin daha düşük olarak gerçekleşiği belirlenmişir. Elde edilen sonuçlar genel olarak değerlendirildiğinde her ne kadar yaz saai uygulamasının İMKB de anomaliye yol açmadığı belirlenmiş olsa da, gerek hafa sonu ve kaldıraç ekisinin varlığı, gerekse koşullu varyansın uzun hafıza özelliğine sahip olması İMKB nin ekin olmayan bir piyasa olduğunu gösermekedir. Bu sonuçlar özellikle kurumsal yaırımcıların İMKB Ulusal 100 Endeksi yaırımlarında alım-saım zamanının belirlenmesine yönelik sraejilerinde ve porföy performanslarını arırmalarında yardımcı olabilecek bilgiler olarak değerlendirilebilmekedir. Eğer piyasalarda anomaliler mevcu ise bu bilgiyi kullananlar piyasa geirisinin üsünde geiri elde edebileceklerdir. Ancak anomalilerin ekin piyasalarda beklenen davranış biçimi olmadığından poliika yapıcıların menkul kıyme piyasalarının gelişmesi için piyasaların derinlik ve genişlik kazanmasına yönelik çabalarının devam emesi gerekmekedir. SON NOTLAR 1. Örneğin 1994 ve 2001 yıllarında Türkiye de iki önemli kriz yaşanmışır. Ayrıca 1997 Asya ve 1998 Rusya krizleri Türkiye ekonomisini ve buna bağlı olarak İMKB yi olumsuz yönde ekilemişir. Son olarak küresel finansal krizin Türkiye ekonomisi üzerindeki ekisi oldukça büyük olmuşur. 2. ARCH ekisini oradan kaldırabilmek için farklı EGARCH model spesifikasyonları dikkae alınmasına rağmen en uygun sonuçlar EGARCH (1,1) modelinden elde edilmişir. 3. Türkiye de yaz saai uygulaması Cumaresi gününü Pazar gününe bağlayan gece yapıldığından, uygulamanın yapıldığı arihen sonraki ilk Pazaresi günü dikkae alınmışır. Bununla birlike Pazaresi günü aile denk gelmiş ise Salı günü, Salı günü aile denk gelmiş ise ilk iş günü için bu işlem yapılmışır. 4. Burada oplam eki ilkbahar ve sonbahar dönemlerinde yapılan yaz saai uygulamasının birleşirilmiş şeklidir. 5. EGARCH modellerden elde edilen haa erimleri ARCH ekisine sahip olduğundan FIGARCH model sonuçları daha güvenilir gözükmekedir. KAYNAKLAR Abraham, A. and Ikenberry, D. L. (1994): The Individual Invesor and he Weekend Effec, The Journal of Financial and Quaniaive Analysis, 29(2): Akaş, H. ve Kozoğlu, M. (2007): Hafanın Günleri Ekisinin İsanbul Menkul Kıymeler Borsası nda GARCH Modeli ile Tes Edilmesi, Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar, 44(514): Aakan, T. (2008): İsanbul Menkul Kıymeler Borsası nda Hafanın Günü Ekisi ve Ocak Ayı Anomalilerinin ARCH-GARCH Modelleri ile Tes Edilmesi, İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi, 37(2): Baillie, R. T.. Bollerslev, T. and Mikkelsen, H. O. (1996): Fracionally Inegraed Generalized Auoregressive Condiional Heeroskedasiciy, Journal of Economerics, 74: Balaban, E. (1995): Hisse Senedi Piyasasında Fiya Aykırılıkları: Gelişen Bir Piyasadan Gün Ekisine Dair Yeni Beimsel Bulgular, Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Araşırma Genel Müdürlüğü Tarışma Tebliği, No: 9504: Berumen, H., Doğan, N. and Onar, B. (2008): The Effecs of Dayligh Saving Time Changes on Sock Marke Volailiy. hp://papers.ssrn. com/sol3/papers.cfm? _id= , (Erişim Tarihi: ). Bildik, R. (2000): Hisse Senedi Piyasalarında Dönemsellikler ve İMKB Üzerine Ampirik Bir Çalışma, İsanbul, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası Yayınları. Bollerslev, T. (1986): Generalized Auoregressive Condiional Heeroscedasiciy, Journal of Economerics, 31: Chukwuogor-Ndu, C. (2005): Day-of-he-Week Effec and Volailiy 1152

15 Turhan KORKMAZ, Ümi BAŞARAN, Emrah İsmail ÇEVİK in Sock Reurns in he Pos Crisis Period: Evidence from Eas Asian Financial Markes, The Inernaional Journal of Finance, 17(2): Cross, F. (1973): The Behavior of Sock Prices on Fridays and Mondays, Financial Analyss Journal, 29(6): Demirer, R. ve Karan, M. B. (2002): An Invesigaion of he Day of he Week Effec on Sock Reurns in Turkey, Emerging Markes Finance and Trade, 38(6): Dickey, D. A. and Fuller, W. A. (1979): Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saisical Associaion, 74: Disario, R., Saraoğlu, H., Mccarhy, J. and Li, H. (2008): Long Memory in he Volailiy of an Emerging Equiy Marke: The Case of Turkey, Journal of Inernaional Financial Markes, 18(4): Enders, W. (2004): Applied Economeric Time Series, USA, John Wiley & Sons Inc. Engle, R. F. (1982): Auoregressive Condiional Heeroscedasiciy wih Esimaes of he Variance of UK Inflaion, Economerica, 50: Ergül, N., Akel, V. ve Dumanoğlu, S. (2009): Hafanın Günü Ekisi İMKB İkinci Ulusal Pazar da Geçerli midir?, Maliye Finans Yazıları Dergisi, 22(82): Fama, E. F. (1965): Random Walks in Sock Marke Prices, Financial Analyss Journal, 21(5): French, K. R. (1980): Sock Reurns and he Weekend Effec, Journal of Financial Economics, 8(1): Glosen, L. R., Jaganahan, R. and Runkle, D. (1993): On he Relaion beween he Expeced Value and he Volailiy of he Normal Excess Reurn on Socks, Journal of Finance, 48: Inclan, C. and Tiao, G. C. (1994): Use of Cumulaive Sums of Squares for Rerospecive Deecion of Changes of Variance, Journal of he American Saisical Associaion, 89: Jaffe, J. and Weserfield, R. (1985): The Week-End Effec in Common Sock Reurns: The Inernaional Evidence, The Journal of Finance, 40(2): Kamsra, M. J., Kramer, L. A. and Levi, M. D. (2000): Loosing Sleep a he Marke: The Dayligh Saving Anomaly, The American Economic Review, 90(4): Karan, M. B. (2004): Yaırım Analizi ve Porföy Yöneimi, 1. Baskı, Ankara, Gazi Kiabevi. Karan, M. B. ve Uygur, A. (2001): İsanbul Menkul Kıymeler Borsası nda Hafanın Günleri ve Ocak Ayı Ekilerinin Firma Büyüklüğü Açısından Değerlendirilmesi, Ankara Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi, 56(2): Kılıç, R. (2004): On he Long Memory Properies of Emerging Capial Markes: Evidence from Isanbul Sock Exchange, Applied Financial Economics, 14: Korkmaz, T. ve Ceylan, A. (2007): Sermaye Piyasası ve Menkul Değer Analizi, 4. Baskı, Bursa, Ekin Kiabevi. Korkmaz, T., Çevik, E. İ. ve Özaaç, N. (2009a): Tesing for Long Memory in ISE Using ARFIMA-FIGARCH Model and Srucural Break Tes,, Inernaional Research Journal of Finance and Economics, 26: Korkmaz, T., Erdoğan, S. ve Çevik, E. İ. (2009b): VOB a İşlem Gören Endeks ve Döviz Vadeli Sözleşmelerin Geirilerinde Uzun Hafıza Varlığının Tes Edilmesi, İkisa İşleme ve Finans, 24: Kwiakowski, D., Phillips, P. C. B., Schmid P. and Shin, Y. (1992): Tesing he Null Hypohesis of Saionariy agains he Alernaive of a Uni Roo, Journal of Economerics, 54: Lakonishok, J. and Maberly, E. (1990): The Weekend Effec: Trading Paerns of Individual and Insiuional Invesors, The Journal of Finance, 45(1): Lamb, R. P., Zuber, R. A. and Gandar, J. M. (2004): Don Lose Sleep on i: A Re-Examinaion of he Dayligh Savings Time Anomaly, Applied Financial Economics, 14: Müller, L., Schiereck, D., Simpson, M. W. and Voig, C. (2009): Dayligh Saving Effec, Journal of Mulinaional Financial Managemen, 19: Nelson, D. B. (1991): Condiional Heeroskedasiciy in Asse Reurns: A New Approach, Economerica, 59: Özmen, T. (1997): Dünya Borsalarında Gözlemlenen Anomaliler ve İsanbul Menkul Kıymeler Borsası Üzerine Bir Deneme, Ankara, Sermaye Piyasası Kurulu, Yayın No: 61. Phillips, P. C. and Perron, P. (1988): Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75: Pinegar, J. M. (2002): Losing Sleep a he Marke: Commen, American Economic Review, 92(4): Sias, R. W. and Sarks, L. T. (1995): The Day-of-he-Week Anomaly: The Role of Insiuional Invesors, Financial Analyss Journal, 51(3): Seigerwald, D. G. and Cone, M. N. (2007): Do Dayligh-Saving Time Adjusmens Really Impac Sock Reurns?, Universiy of California a Sana Barbara, Economics Working Paper Series, No: T.C. Enerji Ve Tabii Kaynaklar Bakanlığı (2009): Meridyen Değişikliği ve Yaz Saai Uygulaması, hp://www.enerji.gov.r/duyurular/ileri_ Saa_ Uygulamasi.pdf, (Erişim Tarihi: ). Taner, T. ve Kayalıdere, K. (2002): Döneminde İMKB de Anomali Araşırması, Celal Bayar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Yöneim ve Ekonomi Dergisi, 9(1-2): TCMB (2009). hp://evds.cmb.gov.r/, (Erişim Tarihi: ). Timmermann, A. and Granger, C. W. J. (2004): Efficien Marke Hypohesis and Forecasing, Inernaional Journal of Forecasing, 20: Tong, W. (2000): Inernaional Evidence on Weekend Anomalies, The Journal of Financial Research, 23(4): Tunçel, A. K. (2007): İMKB de Hafanın Günü Ekisi, Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi, 13: Uslu, N. Ç. (2002): Finansal Piyasalarda Ekinlik ve Ekinliğin Zayıf Formda Tes Edilmesi, Yayınlanmamış Dokora Tezi, Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü, Eskişehir. Worhingon, A. C. (2003): Losing Sleep a he Marke: An Empirical Noe on he Dayligh Saving Anomaly in Ausralia, Economic Papers, 22(4):

16

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi

Detaylı

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul MPRA Munich Personal RePEc Archive Long memory and srucural breaks on volailiy: evidence from Borsa Isanbul Emrah Ismail Cevik and Gülekin Topaloğlu Namık Kemal Universiy, Bülen Ecevi Universiy 014 Online

Detaylı

İstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi

İstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:37, Sayı/No:2, 2008, 98-110 ISSN: 1303-1732 - www.ifdergisi.org 2008 İsanbul Menkul Kıymeler

Detaylı

Dokuz Eylül Üniversitesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013

Dokuz Eylül Üniversitesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013 Dokuz Eylül Üniversiesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013 Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi Yayına Kabul Tarihi: 05.07.2014 Cil: 16, Sayı: 2, Yıl: 2014, Sayfa: 281-302 Online Yayın Tarihi: 30.09.2014 ISSN:

Detaylı

İMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi

İMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:41, Sayı/No:, 1, 14-6 ISSN: 133-173 www.ifdergisi.org 1 İMKB 1 endeksindeki kaldıraç

Detaylı

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü

Detaylı

Murat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET

Murat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET İMKB Piyasalarındaki Volailienin Modellenmesi ve Öngörülmesi: Asimerik GARCH Modelleri ile bir Uygulama Mura MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.r Bankacılık Düzenleme ve Deneleme Kurumu (BDDK) ÖZET Çalışmada, 5

Detaylı

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Öze Bu çalışmada Türkiye de devle iç borçlanma seneleri,

Detaylı

GARCH MODELLERĠ VE VARYANS KIRILMASI: ĠMKB ÖRNEĞĠ

GARCH MODELLERĠ VE VARYANS KIRILMASI: ĠMKB ÖRNEĞĠ GARCH MODELLERĠ VE VARYANS KIRILMASI: ĠMKB ÖRNEĞĠ Dr. Sevda Gürsakal sdalgic@uludag.edu.r Uludağ Üniversiesi, İİBF Ekonomeri Bölümü ÖZET Bu çalışmada hisse senedi oynaklığındaki kırılmalar Inclan ve Tiao

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI TCMB Faiz Kararlarının Piyasa Faizleri Ve Hisse Senedi Piyasaları Üzerine Ekisi Mura Duran Refe Gürkaynak Pınar Özlü Deren

Detaylı

Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Cilt:22 Sayı:2, Yıl:2007, ss:49-66

Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Cilt:22 Sayı:2, Yıl:2007, ss:49-66 Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil:22 Sayı:2, Yıl:2007, ss:49-66 SPOT VE VADELİ İŞLEM FİYATLARININ VARYANSLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK TESTİ Emrah İsmail ÇEVİK * Mehme

Detaylı

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Hisse Senedi Fiyalarıyla abancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Toda-amamoo aklaşımı Dr. Cüney AKAR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF. Öze Bu çalışmada İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında (İMKB) IMKB100

Detaylı

HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI

HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 8 Sayı: 40 Volume: 8 Issue: 40 Ekim 2015 Ocober 2015 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA

Detaylı

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH- YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ ÖZET Yard.Doç. Dr. Tülin ATAKAN İsanbul Üniversiesi, İşleme Fakülesi, Finans Anabilim Dalı Bu çalışmada,

Detaylı

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının

Detaylı

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği Volume 4 Number 3 03 pp. -40 ISSN: 309-448 www.berjournal.com Borsa Geiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yönemlerle Analizi: Türkiye Örneği Yusuf Ekrem Akbaşa Öze: Bu çalışmada,

Detaylı

YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU?

YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? Yrd. Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Yrd. Doç. Dr. Feride Özürk

Detaylı

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik

Detaylı

eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association

eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Associaion Ekonomik Yaklaşım 016, 7(99): 1-15 www.ekonomikyaklasim.org doi: 10.5455/ey.35908 BIST-100 Endeksinin Volail Davranışlarının Simerik Ve Asimerik Sokasik Volailie

Detaylı

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI

BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN

Detaylı

ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK

ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK Nuray ERGÜL ÖZET Son yıllarda, Türk Sermaye Piyasalarında hukuk, muhasebe ve deneim alanlarında, uluslararası kuralların uygulanması için büyük değişiklikler

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Yıl: 24 Sayı:88 Temmuz 2010 97 İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Ebru Yüksel* - Güldal Güleryüz** 32 Öze Bu makale, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası na (İMKB) ai

Detaylı

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ Cenral Bank Review Vol. 10 (July 2010), pp.23-32 ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2010 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ

Detaylı

İMKB de Fiyat-Hacim İlişkisi - Asimetrik Etkileşim

İMKB de Fiyat-Hacim İlişkisi - Asimetrik Etkileşim YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:009 Cil:6 Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi - Asimerik Ekileşim Yrd. Doç. Dr. Koray KAYALIDERE Celal Bayar Üniversiesi,U.B.Y.O., Bankacılık

Detaylı

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY

Detaylı

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ * İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.

Detaylı

Anahtat Kelimeler: Volatilite, Basel II, Geriye Dönük Test, Riske Maruz Değer

Anahtat Kelimeler: Volatilite, Basel II, Geriye Dönük Test, Riske Maruz Değer Volume Number 3 011 pp. 1-17 ISSN: 1309-448 www.berjournal.com RMD Hesaplamalarında Volailie Tahminleme Modellerinin Karşılaşırılması ve Basel II Yaklaşımına Göre Geriye Dönük Tes Edilmesi: İMKB 100 Endeksi

Detaylı

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 2, 2010 53

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 2, 2010 53 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 2, 2010 53 FİNANSAL PİYASA ETKİNLİĞİ: S&P 500 ÜZERİNE BİR UYGULAMA Erhan DEMİRELİ *, Gökuğ Cenk AKKAYA ** ve Elif İBAŞ *** Öze Finansal ekinlik kavramı

Detaylı

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu Hayvansal Üreim 53(): 3-39, 01 Araşırma Türkiye de Kırmızı E Üreiminin Box-Jenkins Yönemiyle Modellenmesi ve Üreim Projeksiyonu Şenol Çelik Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni Anabilim Dalı

Detaylı

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi 259-284 Saın Alma Gücü Pariesinin Azerbaycan, Kazakisan ve Kırgızisan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbüünleşme Analizi Turhan Korkmaz Emrah İsmail Çevik ** Nüke Kırcı Çevik *** Öz Bu çalışmada Azerbaycan,

Detaylı

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi

Detaylı

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ Yrd. Doç. Dr. Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi

Detaylı

Reel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi

Reel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yönemi İle Modellenmesi Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi:

Detaylı

TÜRK & AMERİKAN ENERJİ PİYASALARI NDA PİYASA ETKİNLİĞİNİN TEST EDİLMESİ

TÜRK & AMERİKAN ENERJİ PİYASALARI NDA PİYASA ETKİNLİĞİNİN TEST EDİLMESİ Yıl: 24 Sayı:86 Ocak 2010 101 TÜRK & AMERİKAN ENERJİ PİYASALARI NDA PİYASA ETKİNLİĞİNİN TEST EDİLMESİ Nuray ERGÜL ÖZET Bu çalışmada, Türk ve Amerikan Enerji Piyasaları na yer verilmişir. Araşırmada kullanılan

Detaylı

VARYANS KIRILMASI GÖZLEMLENEN SERİLERDE GARCH MODELLERİ: DÖVİZ KURU OYNAKLIĞI ÖRNEĞİ. PDF created with pdffactory Pro trial version www.pdffactory.

VARYANS KIRILMASI GÖZLEMLENEN SERİLERDE GARCH MODELLERİ: DÖVİZ KURU OYNAKLIĞI ÖRNEĞİ. PDF created with pdffactory Pro trial version www.pdffactory. 3 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 9, ss.39-337 VARYANS KIRILMASI GÖZLEMLENEN SERİLERDE GARCH MODELLERİ: DÖVİZ KURU OYNAKLIĞI ÖRNEĞİ Sevda GÜRSAKAL

Detaylı

ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME

ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME ÖZET Prof.Dr.Cengiz TORAMAN Balıkesir Üniversiesi, İİBF,İşleme Bölümü Cengizoraman4@yahoo.com Öğr.Gör.Çağaay BAŞARIR

Detaylı

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa

Detaylı

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ÇOK DEĞİŞKENLİ EŞİKSEL OTOREGRESİF MODELLER ÜZERİNE BİR ÇALIŞMA Ümran Münire KAHRAMAN DOKTORA TEZİ İsaisik Anabilim Dalı 2012 KONYA Her Hakkı Saklıdır TEZ

Detaylı

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Güz 2013, Cil:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:7997 PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Sevinç GÜLER * Halime TEMEL NALIN * * IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

Detaylı

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun

Detaylı

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012 Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi

Detaylı

Global Finansal Krizde Kredi Marjı: Japon Tahvil Piyasası Örneği

Global Finansal Krizde Kredi Marjı: Japon Tahvil Piyasası Örneği Volume 5 Number 4 2014 pp. 71-88 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Global Finansal Krizde Kredi Marjı: Japon Tahvil Piyasası Örneği Aydın Yüksel a Aslı Yüksel b Öze: Bu makale Ağusos 2007 arihinde oraya

Detaylı

Halloween Etkisinin İstanbul Menkul Kıymetler Borsasında Geçerliliğinin Testi. The Validity of the Halloween Effect in the Istanbul Stock Exchange

Halloween Etkisinin İstanbul Menkul Kıymetler Borsasında Geçerliliğinin Testi. The Validity of the Halloween Effect in the Istanbul Stock Exchange Halloween Ekisinin İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında Geçerliliğinin Tesi Öze Halloween Ekisinin İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında Geçerliliğinin Tesi Dr. Veli YILANCI İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi

Detaylı

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ AKDENİZ ÜNİVERSİTESİ ZİRAAT FAKÜLTESİ DERGİSİ,, 15(),71-79 AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ Selim Adem HATIRLI Vecdi DEMİRCAN Ali Rıza AKTAŞ Süleyman Demirel Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım

Detaylı

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Zaman serisi modellerinde, bağımlı değişken Y nin zamanındaki değerleri, bağımsız X değişkenlerinin zamanındaki cari

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve

Detaylı

Anahtar Kelimeler Harvey Testi, Doğrusallık, Finansal Piyasalar, Etkin Piyasa Hipotezi.

Anahtar Kelimeler Harvey Testi, Doğrusallık, Finansal Piyasalar, Etkin Piyasa Hipotezi. Borsa İsanbul da Piyasa Ekinliğinin Analizi: Harvey Doğrusallık Tesi (Analysis of Marke Efficiency a Borsa İsanbul: Harvey Lineariy Tes) Gürkan MALCIOĞLU a Mücahi AYDIN b a Arş.Gör., Sakarya Üniversiesi,

Detaylı

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye

Detaylı

DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ

DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ ARAŞTIRMA RAPORU (Kamuya Açık) DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ DR. MUSTAFA ÖZÇAM BAŞUZMAN ARAŞTIRMA DAİRESİ 27.02.2004 İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 2. DÖVİZ KURU

Detaylı

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss2963 Number: 37, p. 399-408, Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma

Detaylı

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*

Detaylı

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ Bölüm HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME ÖNTEMLERİ Bu bölümde üç basi öngörü yönemi incelenecekir. 1) Naive, 2)Oralama )Düzleşirme Geçmiş Dönemler Şu An Gelecek Dönemler * - -2-1 +1 +2 + Öngörü yönemi

Detaylı

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Nüfusbilim Dergisi\Turkish Journal of Populaion Sudies, 2012, 34, 31-50 31 TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Ölümlülük ahminleri, demografi ve aküerya bilimlerinde önemli bir rol oynamakadır.

Detaylı

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR

Detaylı

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ 45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı

Detaylı

Getiri Volatilitisi İle İşlem Hacmi Arasındaki İlişki: İMKB de Ampirik Bir Çalışma

Getiri Volatilitisi İle İşlem Hacmi Arasındaki İlişki: İMKB de Ampirik Bir Çalışma 200 18 19 Yrd. Doç. Dr.Melek Acar Boyacıoğlu 20 Dr. Burcu Güvenek Geiri Volailiisi İle İşlem Hacmi Arasındaki İlişki: İMKB de Amirik Bir Çalışma Dr. Volkan Alekin Yrd. Doç. Dr. Melek ACAR BOYACIOĞLU Dr.

Detaylı

Araşırma Makaleleri REEL DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ İ TİCARET PERFORMA SI A ETKİSİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Erşan SEVER ÖZET Bu çalışmada reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin icare performansına ekisi araşırılmışır.

Detaylı

İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE

İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (2) 2011, 256-264 İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE H. Aydın OKUYAN (1),

Detaylı

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru

Detaylı

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10 econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf he Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Alp, Elcin Aykac Working

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac

Detaylı

Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği

Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır.

Detaylı

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? Doç. Dr. Harun TERZİ Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi 618 Trabzon Tel : (462) 3773311 Fax : (462) 3257281 e-mail : herzi@ku.edu.r

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-6 / 1 Nisan 2010 EKONOMİ NOTLARI FİNANSAL STRES VE İKTİSADİ FAALİYET -10 -15 -20.

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-6 / 1 Nisan 2010 EKONOMİ NOTLARI FİNANSAL STRES VE İKTİSADİ FAALİYET -10 -15 -20. Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-6 / 1 Nisan 2010 EKONOMİ NOTLARI FİNANSAL STRES VE İKTİSADİ FAALİYET Selim Elekdağ İbrahim Burak Kanlı Absrac: This noe examines he ineracion beween financial sress

Detaylı

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of

Detaylı

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1 RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya

Detaylı

VOB-BİST Endeks Sözleşmeleri İşlem Hacminin BİST Endekslerine Etkisi

VOB-BİST Endeks Sözleşmeleri İşlem Hacminin BİST Endekslerine Etkisi February 1-, 015-5 h Inernaional Scienific Conference of Iranian Academicians Abroad in Turkey VOB-BİST Endeks Sözleşmeleri İşlem Hacminin BİST Endekslerine Ekisi Mirrasoul SEYEDGHOMI PhD (Candidae) in

Detaylı

Türkiye de Döviz Kuru Oynaklığının SWARCH Yöntemi İle Analizi

Türkiye de Döviz Kuru Oynaklığının SWARCH Yöntemi İle Analizi Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar 2007 Cil: 44 Sayı:512 43 Türkiye de Döviz Kuru Oynaklığının SWARCH Yönemi İle Analizi Öze Bülen GÜLOĞLU 1 Ayşe AKMAN 2 Bu çalışmada, Mar 2001-Mar 2007 arihleri arası dönemde

Detaylı

EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL

EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL Ümran M. TEKŞEN KAHRAMAN *, Aşır GENÇ ** ÖZET Bu çalışmada, eşiksel ooregresif (TAR) modeller sınıfından kendinden

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,

Detaylı

Finansal İstikrarın Bankacılık Sisteminin Borç Verme Politikaları Üzerindeki Etkisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme

Finansal İstikrarın Bankacılık Sisteminin Borç Verme Politikaları Üzerindeki Etkisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme Finansal İsikrarın Bankacılık Siseminin Borç Verme Poliikaları Üzerindeki Ekisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme Öze Ekrem ERDEM * M. Faih İLGÜN ** Cüney DUMRUL *** 2008 yılında

Detaylı

FİNANSAL KIRILGANLIKLAR: TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜ ÜZERİNE UYGULAMA

FİNANSAL KIRILGANLIKLAR: TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜ ÜZERİNE UYGULAMA Elekronik Sosyal Bilimler Dergisi www.esosder.org Elecronic Journal of Social Sciences info@esosder.org Yaz-010 Cil:9 Sayı:33 (1-140) ISSN:1304-078 Summer-010 Volume:9 Issue:33 FİNANSAL KIRILGANLIKLAR:

Detaylı

Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Sayı 36 Nisan 2013

Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Sayı 36 Nisan 2013 PİYASA ETKİNLİĞİ HİPOTEZİ: İMKB İÇİN AMPİRİK BİR ANALİZ Fama ZEREN Yrd.Doç.Dr., İnönü Üniversiesi,İ.İ.B.F., Ekonomeri Bölümü, fama.zeren@inonu.edu.r, 04223774317 Hakan KARA Öğr.Grv., İnönü Üniversiesi,

Detaylı

HURST ÜSTEL KATSAYISI ARACILIĞIYLA FRAKTAL YAPI ANALİZİ VE İMKB DE BİR UYGULAMA

HURST ÜSTEL KATSAYISI ARACILIĞIYLA FRAKTAL YAPI ANALİZİ VE İMKB DE BİR UYGULAMA Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 2, 2009 243 HURST ÜSTEL KATSAYISI ARACILIĞIYLA FRAKTAL YAPI ANALİZİ VE İMKB DE BİR UYGULAMA Mer URAL (*) Erhan DEMİRELİ (**) Öze: Finansal

Detaylı

Likidite Azlığı Priminin Menkul Kıymet Getirileri Üzerinde Etkileri ve Avrasya İçin Önemi

Likidite Azlığı Priminin Menkul Kıymet Getirileri Üzerinde Etkileri ve Avrasya İçin Önemi 30 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 0 Likidie Azlığı Priminin Menkul Kıyme Geirileri Üzerinde Ekileri ve Avrasya İçin Önemi Serdar Kuzu (Isanbul Universiy, Turkey) The Effecs of he Illiquidiy

Detaylı

DÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ

DÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 8 / 2 (2006). 1-14 DÖVİZ KURU VE HİSSE SEETLERİ FİYATLARI ARASIDAKİ EDESELLİK İLİŞKİSİ Özlem AYVAZ * Öze : Bu çalışmada Türkiye de hisse seneleri

Detaylı

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ BANKA KREDİ PORTFÖLERİNİN ÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAANAN ALTERNATİF BİR ÖNTEM ÖNERİSİ K. Bau TUNA * ÖZ Ödememe riski banka kredilerini ve bankaların kredi porföylerini ekiler.

Detaylı

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Türkiye Ekonomisinde Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme Mehme MUCUK * Doğan UYSAL ** Öze Genel olarak enerji, ekonomik ve endüsriyel kalkınma için önemli bir girdi kabul edilmekedir. Ancak enerjinin bazı

Detaylı

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:17 Sayı:1 Haziran 2013 ss.17-35 Rasyonel Bekleniler Hipoezinin Tesi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Tes of he Raional Expecaions Hypohesis: Inflaion, Ineres Rae and Exchange

Detaylı

HAFTANIN GÜNÜ ETKİSİ İMKB İKİNCİ ULUSAL PAZAR DA GEÇERLİ MİDİR?

HAFTANIN GÜNÜ ETKİSİ İMKB İKİNCİ ULUSAL PAZAR DA GEÇERLİ MİDİR? HAFTANIN GÜNÜ ETKİSİ İMKB İKİNCİ ULUSAL PAZAR DA GEÇERLİ MİDİR? Yard.Doç.Dr. Nuray ERGÜL * Yard.Doç.Dr. Veli AKEL ** Doç.Dr. Sezai Dumanoğlu *** ÖZET Bu çalışmada, Ocak 1997 Aralık 2007 yılları arasında

Detaylı

Bankaların Hisse Senedi Getirilerinde Faiz Oranı Riski: Dalgacıklar Analizi ile Türk Bankacılık Sektörü Üzerine Bir Uygulama

Bankaların Hisse Senedi Getirilerinde Faiz Oranı Riski: Dalgacıklar Analizi ile Türk Bankacılık Sektörü Üzerine Bir Uygulama Bankacılar Dergisi, Sayı 59, 26 Bankaların Hisse Senedi Geirilerinde Faiz Oranı Riski: Dalgacıklar Analizi ile Türk Bankacılık Sekörü Üzerine Bir Uygulama Dr. Alper Özün * - Ailla Çifer ** Bu makale göserge

Detaylı

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ T.C. KÜLTÜR ve TURİZM BAKANLIĞI STRATEJİ GELİŞTİRME BAŞKANLIĞI TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ UZMANLIK TEZİ Selim DAĞLIOĞLU EKİM - 010 ANKARA T.C. KÜLTÜR

Detaylı

Vadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması

Vadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi Inernaional Journal of Alanya Faculy of Business Yıl:014, C:6, S:3, s. 1-13 Year:014, Vol:6, No:3, s. 1-13 Vadeli İşlem Piyasasında Opimal Hedge Rasyosunun Saik

Detaylı

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/

Detaylı

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case FİNANSAL FAKTÖRLERİN REEL PARA TALEBİ ÜZERİNDEKİ ROLÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ The Roles of Financial Facors on he Real Money Demand: Turkey Case Musafa SEVÜKTEKİN * Mehme NARGELEÇEKENLER * BAÜ 8() 45 ÖZ Araşırmanın

Detaylı

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

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

Detaylı

Türk Sermaye Piyasasında Fiyat ve İşlem Hacmi İlişkisi: Zamanla Değişen Asimetrik Nedensellik Analizi

Türk Sermaye Piyasasında Fiyat ve İşlem Hacmi İlişkisi: Zamanla Değişen Asimetrik Nedensellik Analizi EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 4 Sayı: 2 Nisan 204 ss. 2-220 Türk Sermaye Piyasasında Fiya ve İşlem Hacmi İlişkisi: Zamanla Değişen Asimerik Nedensellik Analizi Price and Trade Volume Relaionship

Detaylı

SAPAN GÖZLEM İLE YAPISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESPİTİ *

SAPAN GÖZLEM İLE YAPISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESPİTİ * Doğuş Üniversiesi Dergisi, 9 () 8, 46-57 SAAN GÖZLEM İLE YAISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESİTİ * THE RELATIONSHI OF ABERRANT OBSERVATION AND STRUCTURAL BREAK OINT:

Detaylı

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN, Zekeriya YILDIRIM, S. Faih KOSTAKOĞLU FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN Yrd.Doç.Dr. Anadolu Üniversiesi,

Detaylı

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Mura ÇETİN Doç. Dr., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü mura.cein@bozok.edu.r Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Detaylı

Prof. Dr. A. Ayşen Kaya - Berna Canlı

Prof. Dr. A. Ayşen Kaya - Berna Canlı Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Türkiye ye Yönelik Uluslararası Turizm Talebinin Belirleyenleri: Panel Veri Yaklaşımı The Deerminans of Inernaional

Detaylı

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ Dr. Burcu GÜVENEK Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F. Đkisa Bölümü Dr. Volkan ALPTEKĐN Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F.

Detaylı

FİNANSAL ZAMAN SERİLERİ İÇİN ORTALAMAYA DÖNME SIÇRAMA DİFÜZYON MODELİ

FİNANSAL ZAMAN SERİLERİ İÇİN ORTALAMAYA DÖNME SIÇRAMA DİFÜZYON MODELİ Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 7, CİLT XXII, AYI 1 FİNANAL ZAMAN ERİLERİ İÇİN ORTALAMAYA DÖNME IÇRAMA DİFÜZYON MODELİ Doç. Dr. Ömer ÖNALAN * Öze Bu çalışmada, finansal menkul kıyme zaman serilerinin

Detaylı

Yabancı Sermaye Yatırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Etkisinin Türkiye Bağlamında Test Edilmesi

Yabancı Sermaye Yatırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Etkisinin Türkiye Bağlamında Test Edilmesi Yabancı Sermaye Yaırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Ekisinin Türkiye Bağlamında Tes Edilmesi Yrd. Doç. Dr. Yusuf DEMİR Süleyman Demirel Üniversiesi, İİBF. Öze Bu çalışma; uluslararası sermaye harekelerinin

Detaylı