Türkiye'de Kriz Döneminde Kur-Faiz-Borsa likilerinin Dinamik Analizi Banka-Mali ve Ekonomik Yorumlar, Sayı: 11, ss: 47-56, 2002

Transkript

1 Türkiye'de Kriz Döneminde KurFaizBorsa likilerinin Dinamik Analizi BankaMali ve Ekonomik Yorumlar, Sayı:, ss: 4756, 2002 Osman KARAMUSTAFA * Yakup KÜÇÜKKALE ** Giri Finans literatüründe döviz kurları ile makro ekonomik deikenler arasındaki ilikileri ortaya koyan çalımaların çok olmasına ramen, kullanılan verilerin özellii ve zaman aralıının boyutu, çalıma sonuçların farklı olmasına neden olmutur. Örnein Solnik (987) sekiz sanayi ülkesinde aylık ve üç aylık verileri kullanarak dönemi için hisse senedi getirileri ile döviz kurlarındaki deiim arasında ters yönlü anlamlı bir iliki ortaya koyarken, veri setini dönemi için oluturduunda, zayıf ancak pozitif yönlü bir ilikinin varlıını ortaya koymutur. Aynı ülkeler üzerinde dönemine ilikin Solnik modelini kullanarak Soenen ve Aggawal (989) tarafından yapılan çalımada ise, döviz kurları ile hisse senedi getirileri arasında üç ülke için pozitif yönlü, be ülke için ise negatif yönlü bir ilikinin olduu ortaya konmutur. Döviz kurları ile hisse senedi getirileri arasındaki ilikilerin farklı dönemlerde deiik sonuçları sergileyen bir baka örnek, Aggarwal (98) ve SoenenHennigar (988) tarafından ortaya konulan çalımalarda görülmektedir. ABD aylık verileri üzerinde gerçekletirilen bu iki çalımanın ilki, dönemini kapsamakta olup, kurlar ile hisse senedi getirileri arasında pozitif yönlü bir ilikinin varlıını tespit ederken, ikinci çalıma, dönemini içermekte olup, bu deikenler arasında negatif yönlü iliki olduunu ortaya koymutur. Ajayi vd. (998), gelimi sanayi ülkelerine ait ve gelimekte olan sekiz Asya ülkesinin dönemlerine ait günlük verilerin nedensellik analizi sonucunda, gelimi ülke ekonomileri için hisse senedi ve döviz piyasalarının karılıklı nedensellik ilikisi içerisinde olduunu, buna karın gelimekte olan ekonomilerde ise, bu ilikinin tek yönlü veya hiç olmadıını ortaya koymutur. Bu çalıma, Türkiye'de Kasım 2000 ve ubat 200 krizi olarak yer alan dönemi de içine alan bir zaman diliminde, döviz kurları, faiz oranları ve hisse senedi getirileri arasındaki ilikilerinin nasıl bir gelime sergilediini "Granger Nedensellik Testi" ile ortaya koymayı amaçlamaktadır. Çalıma dört bölümden olumaktadır. kinci bölümde aratırmanın veri seti ve uygulanan ekonometrik yöntemler tanıtılmıtır. Bu bölümde ayrıca veri setinin belirlenmesinde etkin olan kriz döneminin özet tarihsel süreci verilmitir. Üçüncü bölümde çalımanın bulguları yer almaktadır. Son bölümde ise, sonuçlar yorumlanmıtır. Veri Seti ve Ekonometrik Yöntem Çalıma, 2000 sonrası günlük veriler üzerinden gerçekletirilmitir. Kasım 2000 ve ubat 200 tarihlerini içerisine alan dönem Kriz Dönemi olarak tanımlanmıtır. Bu dönemin balangıcı olarak farklı tarihler ortaya konsa da, MKB endeksinde %7. lik bir dümenin yaandıı 20 Kasım 2000 krizin balangıç tarihi olarak analize alınmıtır. Krizin * Yrd. Doç. Dr., OMÜ Ünye BF letme Bölümü, Ordu. ** Yrd. Doç. Dr., OMÜ Ünye BF ktisat Bölümü, Ordu.

2 2 hemen ardından 2 Kasım 2000 de TCMB nın mevduat munzam karılıklarını 2 Ocak 200 tarihinden itibaren %6 dan %4 e düürmesi, 22 Kasım 2000 de API ile piyasaya.688 trilyon fon salaması ve bankalara disponibilite uygulamalarında bazı kolaylıklar getirmesi krizi etkisini azaltamadı. 29 Kasım 2000 de TCMB nın yıl sonu rakamı olarak hedeflenen 3.5 Milyar dolarlık net rezerv deerine inmesinden bir gün sonra net iç varlıkları sabitleyerek para politikasında eski uygulamaya döneceini ve likiditenin sadece döviz karılıında piyasaya sürüleceini açıkladı. Buna yabancı yatırımcıların portföylerini likiditeye çevirmesi de eklenince piyasa yapıcılarından biri olan Demirbank TMSF na devredildi (TCMB 200:9394). 20 ubat 200 öncesinde ise, Hazinenin yüklü iç borç itfası, yaanan siyasi gerginlik ve Merkez Bankasının aırı iç döviz talebini karılamak için 7.6 milyar dolarlık bir gün valörlü satı gerçekletirmesi ve bunun 6. milyar dolarlık kısmının Bankanın sıkı para politikasından dolayı iptal edilmesi Bankalararası Para Piyasasında faiz oranlarının %2300 e yükselmesine sebep olmutur. 2 ubat ta artan döviz talebini karılamak için Merkez Bankasının 3.5 milyar dolarlık döviz satıı, piyasadaki likidite krizinin boyutunun daha da artmasına sebep olmutur. Buna bazı küçük bankların kısa vadeli yükümlülüklerini yerine getirmek için likidite talebi de eklenince Bankalararası Para Piyasasında faiz oranları %4000 e çıkmıtır. Derinleen krizin finans sistemi üzerindeki etkisini hafifletebilmek için 22 ubat 200 de Türk Lirası yabancı para birimleri karısındaki deeri dalgalanmaya bırakılmıtır. Piyasalarda yaanan bu gelimeler Uluslararası kredibiliteyi olumsuz etkiledi ve Standart and Poor s Türkiye nin uzun vadeli kredi notunu B(+) dan B ye, Kısa vadeli notunu da B den C ye düürdü (TCMB 2002:89). Kriz döneminin ok etkisinin geçmeye balaması ile ekonomi yönetiminde bazı deiikliklere gidilmi ve yeni ekonomik program ile IMF ile 3 Mayıs 200 de Niyet Mektubu imzalanmıtır. Bu yeni dönemde Merkez Bankası, temel amacını fiyat istikrarı olarak belirledi ve Para Politikası Kurulu ile bunu alayacaını açıkladı. 5 Mayıs 200 de yeni para programının ilan edilmesi ve IMF Yönetim Kurulu nun bunu onaylaması ve 8 Mayıs 200 de 3.9 milyar dolar tutarındaki ilk kredi dilimini açması, Kasım 2000 de fiili olarak balayan kriz döneminin bittiini göstermitir. Bu süreçten dolayı çalımadaki kriz döneminin biti tarihi olarak 8 Mayıs 200 alınmıtır (TCMB 2002:90). Türk finansal piyasalarında yaanan en son kriz dönemindeki döviz kurları, faiz ve hisse senedi getirileri arasındaki ilikilerin nasıl bir gelime gösterdiini ortaya koymak için, kriz öncesi ve sonrası dönemin de analiz edilmesi gerekmektedir. Bu dorultuda çalıma kapsamına ele alınan kriz dönemine, öncesi ve sonrası dönemlere ilikin yaklaık altı aylık bir zaman periyodu eklenmitir. Analizin zaman periyodu aaıdaki ekilde belirlenmitir; Kriz Öncesi Dönem : Mayıs 2000 ~ 7.Kasım 2000 (40 gözlem) Kriz Dönemi : 20 Kasım 2000 ~8 Mayıs 200 (5 gözlem) Kriz Sonrası Dönem : 2 Mayıs 200 ~8 Kasım 200 (48 gözlem) Çalımada döviz kuru olarak Merkez Bankası nın ortalama günlük TL/ABD Doları kuru (KUR) alınmıtır. Çalımadaki dier zaman serileri Merkez Bankası nın gerçekleen gecelik faiz oranları (FAZ) ve MKB00 endeksi (MKB) ne ait günlük veri setidir. Çalımada FAZ deikeni hariç, dier deikenler logaritmik dönüümlü olarak analize dahil edilmitir. Veri seti, TCMB nın web sitesinde yer alan elektronik veri daıtım sisteminden alınmıtır.

3 3 Çalımada kullanılan veri seti zaman serisi olduundan ele alındıkları dönem içerisinde duraan olup olmadıklarının incelenmesi gerekmektedir. Duraan olmayan serilerin denklemlere konulması gerçekte olmayan ilikilerin varmı gibi görünmesine neden olmaktadır (Granger ve Newbold 974). Bundan dolayı analize alınan serilerin ilk önce duraanlıkları test edilmi, duraan olmayan serilerin duraan hale getirilmesi ve analize duraan ekilde katılması salanmıtır. Bu çalımada ele alınan zaman serilerinin duraanlıkları DickeyFuller (979;98) tarafından gelitirilen Geniletilmi DickeyFuller (ADF) testi ile ortaya konmutur. ADF testi () nolu regresyon denkleminin koulmasını gerektirmektedir. Yt = α + γtrend + ρy + δ Y + ε k t i t i t () i= ADF testinin salıklı sonuç vermesi, tahmin edilen regresyon denkleminin ardıık baımlılık probleminden arındırılmasına balıdır. Bu denklemde ardıık baımlılık probleminin giderilmesi, baımlı deikenin birinci devresel farkının "k" dönemlik gecikmesinin açıklayıcı deiken olarak modele dahil edilmesini gerekli kılmaktadır. Denklemde "k" olarak ifade edilen gecikme uzunluu, Akaike (969) tarafından gelitirilen AIC (Akaike Information Criterion) yöntemi kullanılarak tespit edilmitir. ADF testi, yukarıda tahmin edilen regresyon denkleminde ρ=0 olup olmadıını test eder. H 0 hipotezi (ρ=0) reddediliyor ise, Y deikeninin orijinal seviyesinde duraan olduu, H 0 hipotezinin kabulünde ise, duraan olmadıı belirlenmi olur. Orijinal seviyede duraan olmayan bir zaman serisinin duraanlıı bulununcaya kadar birinci, ikinci ve gerekiyorsa üçüncü devresel farkları için bu ilemler yinelenir. Gecikme uzunlukları belirlenen denklemlerin ADFt istatistii McKinnon (990) kritik deerleri ile karılatırılarak, deikenin test edilen seviyede duraan olup olmadıının belirlenmesi salanır. Çalımada ele alınan zaman serilerinin koentegrasyon analizini yapabilmek için serilerin en az birinci derecede ve aynı düzeyde duraan olması gerekmektedir. Çalımada EngelGranger (987) tarafından gelitirilen koentegrasyon testi kullanılmıtır. Bu test, duraan olmayan iki seriden birinin dieri üzerine Denklem 2'deki gibi koulmasından elde edilecek hata terimleri serisinin (Denklem 3) duraan olup olmadıı sonucuna dayanır. Eer hata terimleri serisi duraan ise, bu iki serinin uzun dönemde birlikte hareket ettii sonucuna varılır. log Y t = α + β log X t + RES t (2) k RESt = η + γ i RESt i + λres + i= t εt (3) Çalımada, deikenler arasındaki nedensellik ilikisinin tespitinde ise Granger Nedensellik Analizi kullanılmıtır. Granger (988) a göre koentegre deikenler arasında tek yönlü dahi olsa nedensellik ilikisi bulunmaktadır. X ve Y gibi koentegre olan iki seri düünüldüünde, bu iki seri arasındaki nedensellik analizinde kullanılacak olan model (4) ve (5) nolu denklemlerde görüldüü gibi olacaktır.

4 4 k m X t = α 0 + αs X t s + α 2m Yt m + ε t s= i= (4) n p Yt = β 0 + β j X t j + β 2h X t h + ε 2t j= h= (5) Granger nedensellik testi uygulanırken, tahmin edilen (4) nolu denklemde α 2m lar grup halinde sıfıra eit bulunmusa, Y nin Granger anlamda neden ve X in sonuç deikeni olmadıı eklindeki sıfır hipotezi reddedilemez. Aksi durumda X in neden Y nin de sonuç olduuna karar verilir. Aynı ekilde, (5) nolu denklemde β 2h lar bir grup halinde sıfıra eit bulunmusa, X in Granger anlamda Y ye neden olmadıı sonucu çıkarılır. Tersi durumda ise, X in neden ve Y nin sonuç deikeni olduuna karar verilir. Aratırmanın Sonuçları Tablo, modele alınana deikenlerin her üç döneme ilikin ADFtest sonuçlarını sunmaktadır. Tablo iki kısımdan olumaktadır. lk kısımda deikenlerin kendi doal seviyelerinde duraan olup olmadıını ortaya koymaktadır. Kendi seviyesinde duraan bulunmayan serilerin birinci devresel farklarında duraan olup olmadıı ise tablonun ikinci kısmında yer almaktadır. Tablodaki parantez içi deerler Denklem de ifade edilen gecikme uzunluklarını vermektedir. Köeli parantez deerleri ise, McKinnon %5 kritik deerlerdir. Tablodaki deikenlerin kendi seviyelerindeki duraanlıkları incelendiinde, FAZ deikeninin kriz öncesi ve kriz döneminde duraan olduu görülmektedir. MKB ve DOLAR deikenlerinin her üç dönem için, FAZ deikenin ise kriz sonrası dönem için hesaplanan ADF deerleri, mutlak deer olarak McKinnon kritik deerinden büyük deildir. Bu sonuç, ilgili dönemlerde deikenlerin kendi seviyelerinde duraan olmadıını ortaya koymaktadır. Duraan olmayan serilerin birinci devresel farklarının duraanlıına ilikin sonuçlar tablonun ikinci kısmında yer almaktadır. Tablo deerleri deikenlerin tamamının birinci devresel farklarında duraan yani I() olduunu ortaya koymaktadır. Tablo : Birim Kök Sonuçları ADFt istatistii (Doal Düzeyinde) Deikenler Kriz Öncesi Dönem Kriz Dönemi Kriz Sonrası Dönem MKB () [3.4428] () [3.4497] ().428 [3.44] DOLAR () [3.4428] (3) [3.4504] ().659 [3.44] FAZ () [3.4428]* () [3.4497]* () [3.44] ADFt istatistii (Birinci Devresel Farkı) () [3.4430]* () [3.450]* () [3.443]* () [3.4430]* (3) [3.4508]* () [3.443]* () 8.00 [3.443]* Not: * Üst indisi ilgili serinin duraan olduunu, parantez içi deerler ise gecikme uzunluklarını göstermektedir. Çalımada ele alınan deikenlerin en az birinci devresel farklarında ve aynı düzeyde duraan olması, bu deikenlerin ele alınan dönemlerde aynı stokastik trendi paylaabileceklerini yani koentegre olabileceklerini ortaya koymaktadır. Bu dorultuda aynı seviyede duraan olan MKB ve DOLAR deikenleri için tüm dönemlerde FAZ deikeni için ise sadece kriz sonrası dönemde birbirleri ile koentegrasyon ilikisi içerisinde olup

5 5 olmadıkları EngelGranger testi ile ortaya konmutur. Test, Denklem 2'de verildii gibi bir serinin dieri üzerine regres edilmesi sonucunda elde edilecek hata terimlerinin (Denkle 3) duraan olup olmadıını irdeler. Tablo 2, EngelGranger koentegrasyon test sonuçlarını özetlemektedir. Tabloda hata terimleri serisinden hesaplanan ADF deerlerinin hiçbirinin mutlak deer olarak McKinnon kritik deerin üzerinde olmadıı görülmektedir. Bu sonuç, ele alınan dönemlerde deikenler arasında herhangi bir koentegrasyon ilikisinin olmadıını ortaya koymaktadır. Tablo 2: EngleGranger Koentegrasyon Test Sonuçları ADFt istatistii Deikenler Kriz Öncesi Dönem Kriz Dönemi Kriz Sonrası Dönem MKB ~DOLAR [2.4428] [3.4494] [3.44] DOLAR ~ FAZ.4497 [3.44] MKB ~FAZ.293 [3.44] Not: Tablodaki köeli parantez deerleri McKinnon %5 kritik deerlerini göstermektedir. Deikenler arasında herhangi bir koentegrasyon ilikisi bulunmadıından, ele alınan dönemlerdeki nedensonuç ilikisi, deikenlerin duraan oldukları seviyeler dikkate alınarak "Granger Nedensellik Testi" ile gerçekletirilmitir. Tablo 3'te sunulan test sonuçlarına göre kriz öncesi dönemde DOLAR ile MKB arasında iki yönlü bir nedensellik ilikisi mevcut iken (F MKBDOLAR : ; p:0.00 ve F DOLARMKB :7.3532; p:0.0075), kriz ve kriz sonrası dönemde MKB 'nin sonuç, DOLAR 'ın neden olması yönündeki iliki boyutu kaybolmutur (Kriz dönemi için: F DOLARMKB :2.940; p:0.44 ve Kriz sonrası dönem için: F DOLARMKB :.426; p:0.2343). Granger testi soncunda kriz sonrası dönem için FAZ ile MKB arasında nedensellik ilikisi bulunamazken, FAZ ile DOLAR arasında FAZ deikeninin neden DOLAR 'ın sonuç olduu yönünde istatistiki olarak anlamlı bir iliki tespit edilmitir (F FAZDOLAR :2.205; p:0.0026). Tablo 3: Granger Nedensellik Test Sonuçları Nedensellik Yönü Kriz Öncesi Dönem Kriz Dönemi (4,) *** (,) *** (2,4) *** (,2) Kriz Sonrası Dönem (,) *** (,).426 (,) (,3) (,) (,28) 2.205*** Not: *, ** ve *** üst indisleri, ilgili deikenin sırasıyla; %0, %5 ve % düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı olduunu; parantez içi deerlerin ilki VAR modelindeki neden deikeninin, ikincisi ise sonuç deikeninin gecikme uzunluunu göstermektedir Sonuç EngleGranger nedensellik testi sonucunda, ilgili deikenler arasında herhangi bir koentegrasyon ilikisine rastlanmamıtır. Bu sonuç MKB, DOLAR ve FAZ deikenlerinin ikili olarak ele alınan dönem içerisinde aynı trendi paylamadıını ortaya koymaktadır. Granger (988) a göre, koentegre deikenler arasında tek taraflı da olsa bir nedensellik

6 6 ilikisinin bulunması gerekmektedir. Ancak, bu önerme, koentegre olmayan deikenler arasında nedensellik ilikisinin de olmayacaı anlamına gelmemektedir. Dolayısıyla, çalımada, koentegre olmayan deikenlerin duraan oldukları seviyeler dikkate alınarak nedensellik analizi gerçekletirilmi ve özetle u sonuçlar bulunmutur : (i) (ii) (iii) MKB deikeni, gerek kriz öncesi, gerek kriz dönemi ve gerekse kriz sonrası, bütün dönemlerde, DOLAR deikenini etkilemitir. (ii) Kriz öncesi dönemde DOLAR deikeni MKB yi etkilemi olsa da, bu etki krizle birlikte kaybolmu ve kriz sonrası dönemde de tekrar kurulmamıtır. (iii) Kriz öncesinde aralarında hiçbir nedensellik ilikisi bulunmayan FAZ ve DOLAR deikenleri arasında, kriz sonrası dönemde, FAZ den DOLAR a yönseyen bir nedensellik ilikisi tespit edilmitir. Elde edilen bu sonuçlar, son dönemlerde uygulamaya konulan istikrar programları ile tutarlı bir görünüm arz etmektedir. Nitekim, son dönemlerde uygulamaya konulan istikrar programlarının ana hatları incelendiinde, programların en belirgin hedeflerinin, döviz kuru dengesini tesis etmek olduu kolayca görülmektedir. Nitekim, döviz kuru dengesini tesis etmek ve oluturulan dengede kalmak arzusunda olan bir politika uygulayıcısının, politika aracı olarak kullanılabilecek dier ekonomik deikenleri, döviz kuru üzerinde bir etki oluturmak amacıyla kullanması da kaçınılmazdır. Bu balamda, döviz kuru üzerinde kriz öncesi dönemlerde zaten etkisi bulunan bir ekonomik deikenin kriz dönemi ve kriz sonrası için de söz konusu etkiyi sürdürmesi; veya, kriz öncesinde döviz kuru üzerinde hiçbir etkisi olmadıı halde, kriz dönemi ya da kriz sonrası dönemde döviz kurunu etkilemeye balayan bir deikenin ortaya çıkması son derece doal karılanmalıdır. Çünkü, politika uygulayıcısının amacı zaten budur. Elinde bulunan bütün politika araçlarını etkin hale getirerek döviz kurunda istikrar salamak asıl hedeftir. Bu nedenle, kriz sonrası dönemde DOLAR deikenini etkileyen politika deikenlerinin sayısında bir artı olmusa, bu normal karılanmalıdır.

7 7 Kaynakça Aggarwal, R. (98). Exchange rates and stock prices: A study of U.S. capital markets under floating exchange rates, Akron Business and Economics Review, 22(2), 72. Ajayi, R. A., J. Friedman ve S. M. Mehdian (988), On the relationship between stock returns and exchange rates: Tests of Granger causality", Global Finance Journal, 9(2), Akaike, H., (969), Fitting autoregressions for predictions, Annals of the Institute Statistical Mathematics, 2, Dickey, D.A. ve W.A. Fuller (979), Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root, Journal of the American Statistical Association, 74, Dickey, D.A. ve W.A. Fuller (98), Likelihood ratio statistics and autoregressive time series with a unit root, Econometrica, 49, Engle, R.F. ve C.W.J. Granger, (987), Cointegration and error correction: Representation, estimation and testing, Econometrica, 55:2, Granger, C. W. J., (988), Some recent developments in a concept of causality, Journal of Econometrics, 39, Granger, C.W.J ve P. Newbold, (974), Spurious in Econometrics, Journal of Economics, 2, 20. MacKinnon, J.G., (990), Critical values for cointegration tests, UC San Diego Discussion Paper, 904. Seonen, L.A. ve R. Aggarwal, (989), Financial prices as determinants of changes in currency values, Paper Presented at the 25 th Annual Meetings of Eastern Finance Association, Philadelphia, 989. Seonen, L.A. ve E.S. Hennigar (988), An analysis of exchange rates and stock prices: The US experience between 980 and 986. Akron Business and Economic Review, 9(4), Winter, 76. Solnik, B. (987). Using financial prices to test exchange rate models: A note, Journal of Finance, 42(l), 449. TCMB (200), Yıllık Rapor TCMB (2002), Yıllık Rapor 200.