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

Transkript

1 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 RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY Öz Bu çalışmada ükeici güveni ve hisse senedi fiyaları arasındaki nedensellik ilişkisi ele alınmışır. Hisse senedi fiyalarının seyri ile ükeicilerin güveni arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi olabileceği varsayımı ile yapılan bu çalışmada, ükeici güven endeksi ve İMKB-00 endeksi arasındaki nedensellik ilişkisi 2004:0-2009:0 dönemlerini kapsayacak şekilde Granger nedensellik esi ile incelenmişir. Farklı gecikme uzunlukları dikkae alınarak yapılan esler sonucunda hisse senelerinden ükeici güvenine doğru ek yönlü bir nedensellik belirlenmişir. Anahar Kelimeler: Tükeici güveni, hisse senedi fiyaları, Granger nedensellik esi Absrac In his sudy, he causaliy relaion beween consumer confidence and sock price is discussed. This sudy is based on he assumpion of poenial bi-direcional casualiy which is from sock prices owards consumer confidence as here migh also be causaliy from consumer confidence owards sock prices. To his end, in his sudy he causaliy relaion beween consumer confidence index and ISE-00 index during he erms of 2004:0-2009:0 is examined by using Granger Causaliy es. One-direcion causaliy from sock prices owards consumer confidence is idenified as a resul of he ess run by aking ino accoun differen lag lenghs. Key Words: Consumer confidence, sock prices, Granger causaliy es * Çalışmanın ilk hali Econanadolu İkisa Kongresi nde (2009) ebliğ olarak sunulmuşur. ** Aban İzze Baysal Üniversiesi İİBF İşleme Bölümü Gölköy/Bolu, opuz_y@ibu.edu.r 53

2 The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Spring 20, Vol:7, Year:7, Issue:,7: Giriş Genel anlamda ükeici güven endeksi, ükeicilerin mevcu durumları hakkındaki görüşlerini ve gelecek ile ilgili beklenilerini yansıan, ekonomik bir göserge olarak kabul edilmekedir (Özsağır, 2007). Garner (99) a göre ükeici güveni, geleneksel makro ekonomik değişkenlerle güçlü şekilde ilişkilidir. Tükeicilerin duygu ve düşünceleri; psikolojik, sosyal ve poliik fakörlerin yanında milli gelir, emia fiyaları, döviz kurları, sanayi üreimi ve enflasyon gibi birçok ekonomik fakörden ekilenmekedir. Bu nedenle bir ülkedeki genel ekonomik durumun gösergelerinden biri olan hisse senedi fiyalarının seyri ükeicilerin geleceğe yönelik beklenilerini ekileyebilmekedir (Jansen ve Nahuis, 2003). Bu durum hisse senedi fiya harekelerinin gelir ve serve ekisi yaramasından kaynaklanmakadır. Özellikle hisse senedi sahiplerinin harcamaları hisse senedi geirileri ile yakından ilişkilidir (Dynan ve Maki, 200). Oo (999) ya göre yüksek hisse senedi geirileri, serve ekisi yaramakla birlike, ekonominin ajanları üzerinde gelecekeki ekonomik koşulların daha uygun olacağı izlenimini yaramakadır. Lieraürde yapılan çalışmalarda ükeici güveni ve hisse senedi fiyaları/geirileri arasında güçlü bulgular elde edildiği görülmekedir. Örneğin Jansen ve Nahuis (2003), AB üyesi ülke için yapıkları çalışmada, ülkenin 9 unda ükeici güveni ile hisse senedi geirileri arasında poziif yönlü ilişki olduğunu belirlemişlerdir. Bununla birlike çalışmada, 2 hafalık ve aylık kısa dönem hisse senedi geirilerinin ükeici güveninin Granger nedeni olduğu oraya çıkarılmışır. Bremmer (2008), ükeici güven endeksi ile 9 farklı hisse senedi fiya endeksi arasında uzun dönemli ilişki olmadığını, buna karşın kısa dönemde, hisse senedi fiyalarının ükeici güveninin Granger nedeni olduğunu espi emişir. Diğer bir çalışmada Oo (999), Wilshise 5000 hisse senedi endeksi ile Michigan ükeici güven endeksi cari değerleri arasında güçlü korelasyon ilişkisi belirlemişir. Söz konusu çalışmada VAR esi sonuçları, hisse senedi fiyalarındaki değişmenin ükeici güvenini yönlendirdiğini gösermişir. Hisse senedi geiri ve fiyalarının ükeici güveni üzerinde ekili olduğunu ileri süren bu çalışmalara karşın, ükeici güvenindeki değişimlerin, Tükeici güven endeksinin dayandığı Tükeici Eğilim Ankei ile; ükeicilerin, genel ekonomik duruma, iş bulma olanaklarına, piyasalardaki gelişmelere ve kişisel mali durumlarına ilişkin eğilimlerinin ve beklenilerinin öğrenilmesi, yakın geleceke yapılması planlanan harcamalara ilişkin aylık ükeici eğilimlerinin sapanması amaçlanmakadır (TCMB, 2009). 54

3 Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 üreim ve ükeim gibi emel ekonomik faaliyeler üzerinde ekili olduğu pek çok çalışmada doğrulanmışır (Chen, 20). Masusaka ve Sbordone (995) ükeici güveninin konjonkürel dalgalanmaları, iş dünyasının ve poliik liderlerin durumunu açıklamada da ekili rol oynadığı ileri sürmekedirler. Charoenrook (2005) e göre ükeici güveni, hisse senedi fiyalarındaki değişmenin önemli ekonomik ve isaisiksel gösergelerinden biridir. Bu yaklaşıma göre, ekonomik koşulların köüleşeceğine inanan yaırımcılar, ileride yaşanacak fiya düşüşlerinden korunmak için ellerindeki hisseleri saarak hisse senedi pazar fiyalarının düşmesine neden olmakadırlar (Chen, 20). Bununla birlike saın alma öncesi ükeici davranışları hakkındaki eori ve araşırmalar, beklenilerdeki güven düzeyinin saın alma davranışı üzerindeki ekisinin önemini kabul emekedir (Spreng ve Page, 200). Tükeiciler harcamalarını sadece büçe kısılarına bağlı olarak değil, aynı zamanda gelecekeki ekonomik koşulların sağladığı güven oramına bağlı olarak da arırmakadırlar (Allenby vd. 996). Öyleyse ükeicilerin diğer birçok fakörlere bağlı olarak ekonomiye güvenlerinin azalması, ükeici harcamalarının azalmasına neden olabilmekedir. Diğer bir ifadeyle azalan ükeici güveni işleme saışlarının ve saışlara bağlı olarak da hisse senedi fiyalarının düşmesi sonucunu doğurabilmekedir. O halde hisse senelerinden ükeici güvenine doğru bir nedensellik olabileceği gibi, ükeici güveninden hisse senedi fiyalarına yönelik de bir nedensellik söz konusu olabilecekir. Niekim Charoenrook (2005), ükeici güvenindeki değişmelerin bir aylık ve bir yıllık yaay kesilerde hisse senedi geirilerini öngörebildiğini oraya çıkarmışır. Lemmon ve Porniaguina (2006) ABD verileri ile yapıkları çalışmada, ükeici güven endeksinin düşük prim sağlayan hisse senedi geirilerini öngördüğünü espi emişlerdir. Fisher ve Saman (2003), ükeici güveni ile bireysel yaırımcıların güveni arasında anlamlı ve poziif ilişki olduğunu faka aran ükeici güveninin sonraki dönemlerde elde edilecek hisse senedi geirileri üzerinde negaif eki yapığını belirlemişlerdir. Tükeici güvenindeki değişme ile urizm sekörü hisse senedi geirilerinin ilişkili olduğunu ileri süren Singal (20), ükeici güvenindeki değişmenin urizm sekörü hisse senedi fiyalarındaki değişmeyi öngördüğünü oraya koymuşur. Türkiye verileri kullanarak yapığı çalışmada Kandır (2006), CNBC-E ükeici güven endeksini İsanbul Menkul Kıymeler Borsası (İMKB) mali sekör hisselerinin geirilerini açıklamak için kullanmışır. Söz konusu çalışmada es sonuçları, ükeici güven endeksi değişmelerinin mali sekör hisse senedi geirilerini açıklama gücü olduğunu gösermişir. 55

4 The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Spring 20, Vol:7, Year:7, Issue:,7:53-65 Tükeici güveni ve hisse seneleri arasındaki karşılıklı ilişkiler hakkında ileri sürülen bu iki yaklaşımdan farklı olarak Asgary ve Gu (2005), dör farklı ülke (ABD, İngilere, Fransa ve Almanya) için yapıkları çalışmada, ükeici güvenindeki değişme ile hisse senedi geirileri arasında poziif yönlü ve isaisiksel olarak anlamlı ilişki bulmalarına karşın, bu değişkenler arasında bir nedensellik ilişkisi belirleyememişlerdir. Neal ve Whehey (998) ise güven krierleri ile uzun dönem hisse senedi geirileri arasındaki ilişkinin isaisiksel olarak anlamsız olduğunu ileri sürmüşlerdir. Bu çalışmada ise, Türkiye verileri kullanılarak, ükeici güveni ve hisse senedi fiyaları değişimleri arasındaki ilişkinin yönü belirlenmeye çalışılmışır. Bu amaçla çalışmada Türkiye İsaisik Kurumu (TÜİK) arafından hesaplanan Tükeici Güven Endeksi ve İsanbul Menkul Kıymeler Borsası (İMKB) 00 endeksi değişken olarak kullanılmışır. Söz konusu endekslerin değişimleri arasındaki ilişkinin yönü Granger nedensellik esi ile incelenmişir. Bu doğruluda çalışmanın sonraki ilk bölümünde veri ve model kısmı ele alınmışır. Bulgular başlığı alında esler sonucunda elde edilen bulgular, sonuç kısmında ise çalışma sonuçları değerlendirilmişir. 2. Veri ve Model Aylık verilerin kullanıldığı bu çalışmada örneklem dönemi 2003:2-2009:0 arihlerini kapsamakadır. Modelde kullanılan ükeici güven endeksi ve İMKB-00 endeksi verileri, Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası (TCMB) Elekronik Veri Dağıım Siseminde elde edilmişir. Aylık yüzdelik değişim değeri olarak ifade edilen serilere ilişkin grafikler Şekil de göserilmişir. Çalışmada, değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisi belirlemek için Granger (969) arafından gelişirilen nedensellik esi kullanılmışır. Bu nedenle veriler öncelikle durağanlık sınamasına abi uulmuşur. Durağanlık sınamasında Dickey ve Fuller (98) arafından ileri sürülen Gelişirilmiş Dickey-Fuller (ADF) birim kök esinden yararlanılmışır. 56

5 Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7: TG IMKB Şekil. Tükeici Güven Endeksi ve İMKB-00 Endeksi Değişim Değerleri Granger nedensellik esinin gecikme uzunluğuna duyarlı bir es olması sebebiyle iki farklı sınama yönemi benimsenmişir. İlk sınama verilere ilişkin orak gecikme uzunluğu belirlenerek yapılmışır. Faka bağımlı ve bağımsız değişkenlerin farklı gecikme uzunlukları olabileceği varsayımı ile çalışmada, bağımlı ve bağımsız değişkenler için farklı gecikme uzunlukları belirlenerek ikinci bir sınama daha yapılmışır. 3. Bulgular Çalışmada kullanılan değişkenlere ilişkin anımlayıcı isaisikler ve değişkenler arasındaki korelasyon değeri Ek- ve Ek-2 de göserilmişir. Ek-2 de de görüleceği üzere ükeici güven endeksi değişim değeri ile İMKB-00 endeksi değişim değeri arasında 0,34 oranında poziif yönlü korelasyon ilişkisi vardır. Aşağıda yer alan Tablo de ise, aylık yüzdelik değişim olarak ifade edilen ükeici güven endeksi (TG) ve İMKB-00 endeksi (IMKB) için elde edilen ADF birim kök esi sonuçları görülmekedir. 57

6 The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Spring 20, Vol:7, Year:7, Issue:,7:53-65 Tablo. Birim Kök Tesi Değişkenler Augmened Dickey-Fuller (ADF) Sabi* Trend ve Sabi** IMKB (0) (0) TG () () * Trendli ve sabi kasayılı model için Mac Kinnon Kriik Değerleri %, %5 ve %0 güven düzeylerinde sırasıyla , ve dir. ** Sabi kasayılı model için Mac Kinnon Kriik Değerleri %, %5 ve %0 güven düzeylerinde sırasıyla , ve dir. ( ): Akaike Bilgi Krieri (AIC) göre belirlenen gecikme uzunluğudur. Tablo de sabi erimli ve sabi erimli-rendli ADF modellerine ilişkin sonuçlar verilmişir. Birim kök esi sonuçlarına göre değişkenlerin düzey değerlerine ai ADF isaisiklerinin mulak değerleri, % anlamlılık düzeyindeki MacKinnon kriik değerlerinin mulak değerlerinden büyükür. Dolayısıyla IMKB ve TG I(0) yani durağandırlar. Tablo 2. IMKB ve TG için Belirlenen Orak Gecikme Uzunlukları Gecikme Uzunluğu LogL LR FPE AIC SC HQ NA * * * *.94036* * İlgili kriere göre belirlenen en uygun gecikme uzunluğu 58

7 Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 Değişkenler arasındaki ilişkinin yönünü belirlemek amacıyla yaygın olarak kullanılan Granger nedensellik esinin ilk aşamalarından biri durağanlık sınaması olmakla birlike sonraki aşamada modelde kullanılacak gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekir. Bu amaçla değişkenlerin gecikme uzunlukları birlike belirlenmişir (Tablo 2). Tablo 2 de yer alan sonuçlara göre, TG ve IMKB için orak gecikme uzunluğu LR, SC ve HQ için iken FPE ve AIC için 2 dir. Bu çalışmada AIC krierine göre belirlenen 2 gecikme uzunluğu dikkae alınacakır. Dolayısıyla Granger nedenselliğini hesaplamak için aşağıda yer alan Model () ve Model (2) kullanılacakır. IMKB 2 2 = b j IMKB + c jtg + ε () j= j= TG 2 2 = b jtg + i= j= c IMKB + ε (2) j Tablo 3 de, 2 gecikme uzunluğu ile hesaplanan Granger nedensellik esi sonuçları göserilmişir. Tablo 3. Orak Gecikmeler için Yapılan Granger Nedensellik Tesi Sonuçları Sıfır Hipoezi F- Tesi Olasılık TG, IMKB nin Granger Nedeni değildir IMKB, TG nin Granger Nedeni değildir Tablo 3 de yer alan sonuçlardan görüleceği üzere TG, IMKB nin Granger Nedeni değildir şeklindeki sıfır hipoezi %5 olasılık düzeyinde reddedilemezken, IMKB, TG nin Granger Nedeni değildir şeklindeki sıfır hipoezi %5 olasılık düzeyinde F Wald esine göre reddedilmekedir. Buna göre değişkenler arasında IMKB den TG ye olmak üzere ek yönlü nedensellik ilişkisi vardır. Daha açık bir ifadeyle 59

8 The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Spring 20, Vol:7, Year:7, Issue:,7:53-65 İMKB-00 endeksindeki değişme ükeici güveninde meydana gelen değişmenin nedenidir denilebilir. Granger nedensellik esi gecikme sayısına oldukça duyarlı olup, nedenselliğin yönü gecikmeli erim sayısına bağlı olarak değişebilmekedir. Bu nedenle Granger nedensellik esi, farklı gecikme uzunlukları ile ekrar yapılabileceği gibi, modelde yer alan bağımsız değişkenler için ayrı ayrı gecikme uzunlukları belirlenerek de yapılabilir. Bu doğruluda çalışmada bağımlı ve bağımsız değişkenler için ayrı gecikme uzunluğu belirlenerek yeniden Granger nedensellik esi yapılmışır. 2 Söz konusu yönem dikkae alınarak belirlenen gecikme uzunlukları Tablo 4 de göserilmişir. 2 Bu yönemde öncelikle bağımlı değişkenin farklı gecikmeleri üzerinde model çalışırılmaka, bu modellerde elde edilen en küçük bilgi krieri değerine sahip gecikme uzunluğu bağımlı değişkenin gecikme uzunluğu olarak kabul edilmekedir. Sonrasında bağımlı değişkenin gecikme uzunluğu veri iken bağımsız değişkenin farklı gecikmeleri için en küçük bilgi krieri değeri aranmakadır. Bu modellerde en küçük bilgi krierine sahip gecikme uzunluğu bağımsız değişkenin gecikme uzunluğu olarak kabul edilmekedir. Yukarıda kısaca özelenen bu süreç bağımsız değişkenin bağımlı değişken olduğu model için yeniden ekrarlanmakadır (Kamas ve Joyce, 993). 60

9 Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 Değiş ken Tablo 4. IMKB ve TG için Ayrı Ayrı Belirlenen Gecikme Uzunlukları IMKB 2 = j= b j IMKB TG 2 = + ε i= c TG Gecikme Akaike Bilgi Krieri Akaike Bilgi Krieri Uzunluğu IMKB TG IMKB TG 7,25 7,284 4,709 4, ,266 7,36 4,743 4, ,305 7,32 4,790 4, ,323 7,34 4,845 5, ,300 7,378 4,880 4, ,308 7,388 4,805 4, ,354 7,47 4,80 4,92 8 7,395 7,479 4,703 4, ,405 7,524 4,79 4, ,459 7,558 4,773 5,038 7,495 7,537 4,724 5,02 2 7,534 7,57 4,756 5,59 * Bu değerler en küçük Akaike Bilgi Krierleridir ve en uygun gecikme uzunluğuna karşılık gelir. Tablo 4 de yer alan sonuçlara göre bağımlı değişkenin IMKB olduğu modelde gecikme uzunlukları IMKB için ve TG için 3 ür. TG nin bağımlı değişken olduğu modelde ise gecikme uzunlukları İMKB için ve TG için 2 dir. Dolayısıyla Granger nedensellik esi için kullanılacak modeller aşağıdaki gibi olacakır. j + ε IMKB 3 = b j IMKB + c jtg + ε (3) j= j= TG 2 = b jtg + c j IMKB + ε (4) i= j= 6

10 The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Spring 20, Vol:7, Year:7, Issue:,7:53-65 Aşağıda yer alan Tablo 5 de bağımlı ve bağımsız değişkenleri için belirlenen farklı gecikmeler dikkae alınarak hesaplanan Granger nedensellik esi sonuçları verilmişir. Tablo 5. Farklı Gecikmeler için Yapılan Granger Nedensellik Tesi Sonuçları Sıfır Hipoezi F- Tesi Olasılık TG, IMKB nin Granger Nedeni değildir 0,889 0,452 IMKB, TG nin Granger Nedeni değildir 4,879 0,03 Bir önceki es sonuçlarında olduğu gibi burada da TG, IMKB nin Granger Nedeni değildir şeklindeki sıfır hipoezi F Wald esine göre reddedilemezken, IMKB, TG nin Granger Nedeni değildir şeklindeki sıfır hipoezi %5 anlamlılık düzeyinde reddedilmekedir. Buna göre İMKB-00 endeksindeki değişme ükeici güvenindeki değişmenin Granger nedenidir. Elde edilen sonuçlar ekonominin genel seyri hakkında bilgi veren hisse senedi fiya harekelerinin ükeicilerin beklenilerini ve davranışlarını yönlendirdiğini oraya koymakadır. Bu durum hisse senelerinin ekonominin seyri hakkında öncü göserge olmasından ve hisse senedi geirilerinin gelir ve serve ekisi yaramasından kaynaklanabilir. Niekim yapılmış olan birçok çalışmada güven endeksinin ekonominin genel seyri hakkında iyi bir göserge olduğu ileri sürülmesine karşın, sandar ekonomik eori hane halklarının gelir ve serve ekisine bağlı olarak epki göserdiğini varsaymakadır. Bununla birlike bir ekonominin içinde bulunduğu durumun ükeicilere nasıl davranmaları gerekiğini dike eiği (Ramaseshan 2009) varsayıldığında, birçok kişisel ve ekonomik fakörden ekilenen ükeici güven düzeyi kaçınılmaz olarak hisse senedi fiya harekelerinde de ekilenecekir. 3. Sonuç ve Öneriler Bu çalışmada, ükeicilerin ekonominin geleceği hakkındaki beklenilerini yansıan ükeici güveni ile ekonomik durumun genel gösergelerinden olan hisse senedi fiyaları değişimleri arasında iki farklı yönde de ilişki olabileceği varsayımı ile nedensellik esi yapılmışır. İlişkinin yönünü belirlemek için kullanılan Granger nedensellik esi gecikme 62

11 Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 uzunluklarına duyarlı bir es olduğu için gecikme uzunlukları iki farklı yönemle belirlenmişir. İlk uygulamada değişkenler için AIC göre belirlenen orak gecikme uzunluğu kullanılmışır. İkincisinde ise bağımlı ve bağımsız değişkenler için farklı gecikme uzunlukları belirleme yoluna gidilmişir. Çalışmada, ükeici güven endeksi ve hisse seneleri fiya harekeleri arasında poziif yönlü korelasyon ilişkisi olduğu belirlenmişir. Buna göre her iki değişkenin cari değerleri aynı yönde hareke emekedir. Farklı gecikme uzunlukları dikkae alınarak yapılan her iki Granger nedensellik esi sonucunda ise hisse senedi fiyalarındaki değişme, ükeici güveninde yaşanan değişmenin Granger nedeni olmuşur. Sonuç olarak, ele alınan örneklem kapsamında hisse senedi fiyalarının ükeicilerin beklenilerini ve davranışlarını yönlendirdiği ifade edilmelidir. Oo (999) ya göre bu sonuç, hisse senedi fiya harekelerinin serve ekisi yaramasından ve ekonominin gelecekeki seyri hakkında öncü göserge olmasından kaynaklanmakadır. Bu nedenle ükeici güven endeksinin seyri, hisse senedi fiyalarının ve geirilerinin öngörülmesi bakımından yaırımcılar ve işleme yöneicileri için sağlıklı bir göserge değildir. Ancak çalışmanın sekör ya da her bir hisse senedi bazında ekrarlanması durumunda farklı sonuçlar elde edilebileceği göz önünde uulmalıdır. Kaynakça Allenby G.M., L. Jen and R.P. Leone (996). Economic Trends and Being Trendy: The Influence of Consumer Confidence on Reail Fashion Sales Journal of Business & Economic Saisics, 4 (), pp.03-. Asgary, N. and A.Y. Gu, (2005). "The Sock Marke and Consumer Confidence: An Inernaional Comparison", Journal of Accouning and Finance Research, Vol. 3 (3), Bremmer, D. (2008). Consumer Confidence and Sock Prices 72nd Annual Meeing of he Midwes Economics Associaion Hya Regency, Chicago, Illinois, ( ). Charoenrook, A. (2005). Does Senimen Maer? Working paper , Vanderbil Universiy, 63

12 The Inernaional Journal of Economic and Social Research, Spring 20, Vol:7, Year:7, Issue:,7:53-65 hp://apps.olin.wusl.edu/workingpapers/pdf/ pdf, ( ). Chen, S.S. (20). Lack of consumer confidence and sock reurns, Journal of Empirical Finance, 8, pp Dickey, D.A. and W.A. Fuller (98). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, No: 4, pp Dynan, K.E and D.M.Maki (200). Does Sock Marke Wealh Maer for Consumpion?, Federal Reserve Board Finance and Economics Discussion Series, No:200-23, Washingon. Fisher L.K. and M. Saman (2003). Consumer Confidence and Sock Reurns, The Journal of Porfolio Managemen, Fall, pp Garner, A. (99). Forecasing Consumer Spending: Should Economiss Pay Aenion o Consumer Confidence Surveys?, Economic Review, May/June, pp Granger, C.W.J. (969). Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-Specral Mehods, Economerica, 37, pp Jansen, W.J. and N.J. Nahuis, (2003). The sock marke and consumer confidence: European evidence, Economics Leers, 79, pp Kandır, S.K. (2006) Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Geirileri İlişkisi: İmkb Mali Sekör Şirkeleri Üzerinde Bir Uygulama, Ç.Ü. Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 5 ( 2), s Kamas, L. and J.P., Joyce (993). Money, Income and Prices under Fixed Exchange Raes: Evidence from Causaliy Tess and VARs, Journal of Macroeconomics, 5 (4), pp Lemmon, M. and E. Porniaguina (2006). Consumer Confidence and Asse Prices: Some Empirical Evidence, The Review of Financial Sudies, 9 (4), pp Neal, R. and S. M. Whealey (998). Do Measures of Invesor Senimen Predic Reurns?, Journal of Financial and Quaniaive Analysis, 33, pp Masusaka, J.G. and A.M. Sbordone (995). Consumer confidence and economic flucuaions Economic Inquiry, 33 (2), pp Oo, M.W. (999). Consumer Senimen and The Sock Marke, Federal Reserve Board Finance and Economics, Discussion 64

13 Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 Paper, November, Discussion Series No: 60, hp:// s.hml, ( ). Özsağır, A. (2007). Ekonomide Güven Fakörü, Elekronik Sosyal Bilimler Dergisi, 6, (20), ss , hp:// ( ). Ramseshan, B. (2009). The Changing Markeing Environmen, In. Markeing Managemen: Inernaional Perspecive, Ed. M.S. Raju and D. Xardel, 2 nd ed. Taa McGraw Hill, pp Singal, M. (20). Effec of consumer senimen on hospialiy expendiures and sock reurns Inernaional Journal of Hospialiy Managemen, (Aricle in Press) Spreng, R.A. and T.J.Page (200). The Impac of Confidence in Expecaions on Consumer Saisfacion, Psychology & Markeing, 8(), pp TCMB (2009). Tükeici Eğilim Ankei ve Tükeici Güven Endeksi- Genel Açıklama, ( ). Ekler EK-: Tanımlayıcı isaisikler Değişkenler Mean Media Sandar n Max. Min. n Sapma IMKB TG EK-2: Korelasyon Marisi Değişkenler IMKB TG IMKB TG

14 66