İMKB de Fiyat-Hacim İlişkisi - Asimetrik Etkileşim

Transkript

1 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 ve Finans Bölümü, MANİSA Yrd. Doç. Dr. Hüseyin AKTAŞ Celal Bayar Üniversiesi, İ.İ.B.F., İşleme Bölümü, MANİSA ÖZET Bu çalışmada İMKB de işlem gören hisse senelerine ilişkin fiya-hacim ilişkisinin varlığı ve ilişki varsa bu ilişkinin asimerik olup olmadığının araşırılması amaçlanmışır. Ocak 00 Eylül 008 (845 gözlem) döneminde devamlı olarak İMKB-30 ve İMKB-50 de yer alan hisse senelerinin günlük fiya - işlem hacmi serileri kullanılmışır. Araşırma bulguları fiya-hacim ilişkisinin asimerik nielike olduğunu deseklemekedir. Söz konusu sonuç Karışım Dağılımı Hipoezi ni (MDH) de doğrulamakadır. Dolayısıyla geiriler (geiri değişimi-volailie) ve hacim arasında poziif korelasyon olduğu ifade edilebilecekir. Anahar Sözcükler: Hisse senedi fiyaı, işlem hacmi, asimerik ilişki, Karışım Dağılımı Hipoezi. JEL Sınıflaması: G, G, G7 Price-Volume Relaionship in ISE Asymmeric Ineracion ABSTRACT In his paper, we ried o examine wheher he price-volume relaionship exiss in ISE, and if so wheher or no i is asymmeric. Daily price and rading volume series of socks, which have been raded in ISE-30 and ISE-50 on a coninual basis beween January 00 and Sepember 008, were used in his sudy. The findings of he sudy suppor he asymmeric relaionship beween price and volume, and furher confirm he Mixure of Disribuion Hypohesis. Consequenly, he posiive relaionship beween reurn (reurn change and volailiy) and volume is said o be validaed. Key Words: Sock price, rading volume, asymmeric relaionship, Mixure of Disribuion Hypohesis. JEL Classificaion: G, G, G7 GİRİŞ Finansal yaırımcıların işlem hacmi verilerine önem vermesi için birçok neden göserilebilir. Teorik olarak düşük hacim, piyasanın liki olmadığını ve yüksek fiya değişkenliğine sahip olduğunu gösermekedir. Öe yandan yüksek hacim ise genellikle piyasanın oldukça liki ve fiyalardaki volailienin de düşük olduğunu ifade emekedir. Genel bir ifadeyle, yüksek hacim ile birlike borsa aracılarının gelirleri ararken, yüksek devir hızına bağlı olarak piyasa akörlerinin kar fırsalarının da arması beklenecekir. Buna ek olarak piyasanın genel rendine orak olmak iseyen yaırımcılar endeks rakamlarına dayalı vadeli işlem sözleşmelerini kullanmak iseyebileceklerdir. Bu riskin hedge edilmesi için oldukça önemli bir alernaif olarak görülmekedir. (Floros ve Vougas, 007: 98-5). Finansal piyasalarda fiya hacim ilişkisi 980 li yılların ikinci yarısından bu yana arışıla gelen bir konu olmuşur ve günümüzde de arışılmakadır. Fiya

2 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim hacim ilişkisini inceleyen en kapsamlı çalışmalardan biri Karpoff (987) arafından yapılmışır. İlişkiyi eorik ve ampirik açılardan inceleyen, ayrıca oldukça geniş bir lieraür araması da yapan Karpoff, fiya-hacim ilişkisinin önemini vurgulayan dör emel neden ileri sürmekedir. Fiya-hacim ilişkisi *, - Finansal piyasaların yapısı hakkında fikir vermekedir. - Fiya ve hacim kombinasyonlarını kullanan çalışmalar için önemlidir. - Spekülaif fiyaların dağılım karakerisiklerinin elde edildiği durumda, fiya süreci (price process) varyansındaki değişimlerin ölçülmesinde kullanılan bir unsurdur. - Fuure piyasalar üzerine yapılan araşırmalar için önemli çıkarsamalar sağlar. Dör emel nedenden ikincisi, fiya ve hacim değişimlerinin birbirlerini ekileme gücü anımlanabildiğinde, fiya-hacim ilişkisine yönelik öngörülerin gerçekleşme olasılığı daha yüksek olacakır şeklinde açıklanmakadır (Karpoff, 987:09-6). Üçüncü neden ise Dağılım Karışımı Hipoezi (Mixure of Disribuion Hypohesis) ile birlike ifade edilmekedir. Bu hipoez spekülaif fiyaların ampirik dağılımlarındaki aşırı basıklıklarının açıklanmasına yardımcı olmakadır. Dağılım karışımı modeli sabi bir zaman aralığında işlem hacminin fiya değişimlerinin mulak büyüklüğü ile poziif yönlü ilişkili olduğunu ileri sürmekedir (Floros ve Vougas, 007: 98-5). İlişkinin yönü ve haa varlığına yönelik arışmalar devam emekedir. Granger ve Morgensern (963) günlük fiya değişimleri ile hacim arasında herhangi bir ilişki olmadığını, Rogalski (978) poziif ilişkinin varlığını, Smirlock ve Sarks (988) fiyaların gecikirilmiş mulak değerleri ile hacim arasındaki ek yönlü poziif ilişkiyi, Hiemsra ve Jones (995) ise fiya geirileri ile hacim arasındaki doğrusal olmayan iki yönlü nedensellik ilişkisinin varlığını işare emekedir. Finansal piyasalarda fiyaları hacmin ekilediğine ve hacmin boğa piyasasında yüksek, ayı piyasasında ise düşük olduğuna ilişkin iki inanış bulunmakadır. Bu iki inanış fiya ile hacim arasında iki boyulu nedenselliğe işare emekedir. İlkinde işlem hacmi ile geirilerin mulak büyüklüğü arasında, ikincisinde ise hacim ile geiriler arasında poziif korelasyon bulunduğu kabul edilmekedir. Bu bağlamda lieraürde her iki hipoezi desekleyen ampirik bulgular elde edilmiş olup fiya-hacim ilişkisinin yönü konusunda ne bir sonuca ulaşılamamışır. (Badhani, 005). Bu çalışmada hisse senedi geirileri ile işlem hacmi arasındaki ekonomerik ilişki incelenerek iki değişken arasında asimerik bir ekileşim olup olmadığı araşırılmaya çalışılmışır. Negaif geiriler için hesaplanan hacim-fiya değişim eğimlerinin, poziif geirilere göre daha küçük olması asimerik ekileşimi işare ederken bu durum poziif fiya harekelerine kıyasla negaif fiya değişimlerinin işlem hacmine daha duyarlı olduğu şeklinde yorumlanmakadır. * Ayrınılar için bkz. Karpoff 987:

3 Yöneim ve Ekonomi 6/ (009) 49-6 Risk olgusu, geiriyi anımlayan ana fakörlerden biridir. Riskin geirideki değişim olarak ele alınması durumunda hisse senedi geirilerinin değişkenliğinin (volailiesinin) küçük olması rasyonel bir bekleni olacakır. Araşırma kapsamında incelenmeye çalışılan asimerik ilişkinin, volaileisi yüksek menkul kıymelerde daha güçlü olduğu yönünde ampirik bulgular lieraürde yer almakadır. I. LİTERATÜR İşlem hacmi ile hisse senedi fiyaı (ve/veya geirisi) arasındaki ilişkiyi oraya koymaya çalışan çalışmalar incelendiğinde; korelasyon analizi ve nedensellik, ko-enegrasyon, zaman serisi analizi yönemlerinin kullanıldığı görülmekedir. Korelasyon analizi bunlar içinde ilk kullanılan yönemlerden birisidir ve Granger ve Morgansern (963), Godfrey ve diğerleri (964), Crouch (970), Rogalski (978), Epps (975) ve Epps (977) hem hacim ve fiya değişimleri hem de hacim ve fiya değişimlerinin mulak değeri arasındaki ilişkiyi korelasyon kasayılarını elde ederek incelemişlerdir. Bu çalışmalardan ilk ikisi (963 ve 964) hacim ile fiya değişimlerinin birbirleriyle ilişkisiz olduğu ve fiya değişimlerinin rassal yürüyüş göserdiği sonucuna ulaşırken Crouch, Rogalski ve Epps hacim ile geiriler (ve mulak geiriler) arasında poziif korelasyon elde emişlerdir. Karpoff un çalışması incelendiğinde faklı zaman aralıkları ve farklı hisse senelerini kullanarak işlem hacmini konu edinen hemen üm araşırmalarda ne bir sonuca ulaşıldığı görülmekedir. Buna göre zayıf da olsa ele alınan üm zamanlarda, üm menkul kıyme ve fuures piyasalarında işlem hacmi ile mulak fiyalar arasında korelasyon bulunduğu gözlenmişir. Zayıf korelasyon açığa saışların, açığa alışlardan daha zor olduğu şeklinde yorumlanmakadır. Dolayısıyla bu asimeri, fiya düşüşleriyle uyumlu olarak düşük hacme sebebiye vermekedir. ( Waler Sun Area Exam Repor-638). İşlem hacmi ile hisse senedi fiyaları arasındaki dinamik ilişkileri ölçmeye yönelik araşırmalar da yapılmışır. Chen ve diğerleri (00), fiya değişimlerinin hacim değişimlerinin nedeni olduğu yönünde güçlü bulgulara ulaşmışlardır. Lee ve Rui (00), üç büyük hisse senedi piyasasında (New York, Tokyo, Londra), araşırma yapmış ve nedensellik ekisinin ilk iki piyasada hisse senedi geirilerinden hacme doğru olduğu, işlem hacmi ile geiri volailiesi arasındaki feedback (geri bildirimli işlem sraejisi) ilişkisinin ise her üç piyasada da geçerli olduğu sonucuna varmışlardır. Gökçe (00), İMKB de yapmış olduğu çalışmasında fiya değişimlerinin işlem hacmindeki değişikliklerin Granger nedeni olduğu sonucuna ulaşmışır. Saaçioğlu ve Sarks (998) Arjanin, Brezilya, Şili, Kolombiya, Meksika ve Venezüella dan oluşan alı Lain Amerika hisse senedi piyasası için aylık verileri kullanarak Arjanin ve Şili dışındaki dör piyasa için hacimden hisse senedi geirilerine doğru nedensellik espi emişlerdir. Gündüz ve Haemi-J (005) beş Ora ve Doğu Avrupa ülkesinde hafalık verilerle inceleme yapmışlar ve Rusya ve Türkiye için fiyaan işlem hacmine doğru ek yönlü nedensellik olduğunu belirlemişlerdir. Deo ve diğerleri (008), Asya- 5

4 5 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim Pasifik menkul kıyme piyasalarında günlük verilerle yürüükleri araşırmalarında seçilen piyasaların çoğunda fiyaan hacme doğru ek yönlü nedensellik espi emişlerdir. Badhani (005), günlük verilerle iki al dönemde gerçekleşirdiği çalışmasında fiyaan hacme doğru ek yönlü nedensellik olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Öe yandan Başçı ve diğerleri (996), 9 bireysel hisse senedine ai hafalık verilerle İMKB de yapmış oldukları çalışmalarında iki değişken arasında ko-enegrasyonun varlığına ilişkin güçlü bulgulara varmışlardır. Silvapulle ve Choi (999) doğrusal ve doğrusal olmayan Granger nedensellik esini kullanarak işlem hacmi ile geiriler arasındaki dinamik ilişkileri araşırmışlar, iki değişken arasında doğrusal ve doğrusal olmayan iki yönlü ilişki bulmuşlar ve ayrıca doğrusal olmayan nedensellik ilişkilerinin menkul kıyme geirileri arafından anımlanabileceği ve hacmin sokasik bir süreçe bilgi akışı için bir göserge olarak kullanılıp kullanılmayacağının espii için GARCH modellerini kullanmışlardır. Kamah (008), işlem hacmi ile fiya arasındaki nedensellik ilişkisinin yanı sıra ilişkinin asimerik olup olmadığını da incelemişir. Araşırma bulguları iki değişken arasında anlamlı ve asimerik bir ilişkinin varlığını desekler nielikedir. Brailsford (994) da fiya ve hacim arasındaki asimerik ilişkiyi Avusralya AOI hisse senedi endeksinde incelemiş ve asimerik ilişkiyi desekler nielike bulgulara ulaşmışır. Buna ek olarak GARCH analizi ile işlem hacmi dışsal değişken olarak alındığında varyansın düşüş göserdiği sonucuna varmışır. Tabak ve Guerra (003), Brezilya hisse seneleri piyasasında hacim ve fiya arasında doğrusal ve doğrusal olmayan nedensellik ilişkisi espi emiş ve bulgularının CAPM, menkul kıyme geirilerinin ahmin edilebilirliği ve daha geniş bir bakış açısıyla piyasanın ekinlik düzeyi açısından değerli olduğunu ileri sürmüşlerdir. Salman (00) risk geiri hacim ilişkisini GARCH yönemini kullanarak döneminde İMKB de incelemiş ve geirinin risk ile poziif yönlü ilişkili oluğunu ayrıca hacimdeki değişimlerin geiriler üzerinde poziif ekisi olduğunu espi emişir. Çalışmada hacimdeki bir gün önceki değişimin geirilerin koşullu volailiesini poziif olarak ekilediği sonucuna ulaşılmışır. Chan ve Tse (005), fiya hacim ilişkisini zaman serisi analizini kullanarak incelemişlerdir. Fiya ve hacim arasında zımni bir poziif ilişki espi emişler ayrıca eknik analizin öne sürdüğü hacmin fiya rendlerini ekilediği savının deseklenmediği bulgusuna varmışlardır. Ancak fiya ve hacim arasındaki ilişkiden harekele gelecekeki geirilerin öngörümlenmesinde hacim verilerinin yararlı veriler olduğunu ileri sürmüşlerdir. Floros ve Vougas (007), FTSE/ASE- 0 de yapmış oldukları araşırmalarında hacmin gecikmeli değerleri ile mulak geirileri arasında anlamlı ilişki bulurken sürekli poziif ilişki espi edememişlerdir. II. VERİ SETİ VE METODOLOJİ Bu araşırmada hisse senedi fiyaları ile işlem hacimleri arasındaki ilişkinin varlığını ve ilişki varsa bu ilişkinin asimerik olup olmadığını araşırmak amacıyla Ocak 00 Eylül 008 (845 gözlem) döneminde devamlı olarak İMKB-30 ve İMKB-50 de yer alan hisse senelerinin günlük fiya - işlem hacmi

5 Yöneim ve Ekonomi 6/ (009) 49-6 serileri kullanılmışır. Ayrıca piyasayı emsilen İMKB-00 endeksi günlük kapanış fiya serisi ve işlem hacmi de ele alınmışır. Lieraürde rading volume olarak ifade edilen işlem değeri, İMKB de oluşan işlem hacmi ve işlem adedi değerleri kullanılarak ayrı ayrı ele alınmışır. Çalışmaya dahil edilecek hisse seneleri ( web adresinden derlenmiş, hisse senelerine ilişkin fiya, işlem adedi ve işlem hacmi serilerine ise (hp://analiz.ibsyazilim.com/) web adresinden ulaşılmışır. Hisse senelerinin ve endekslerin günlük kapanış verilerinin kullanıldığı çalışmada ilgili dönemde İMKB-30 ve İMKB-50 endekslerinde sürekli yer alan 3 hisse senedi sapanmış ve hisse senelerinin analizinde Grel programı kullanılmışır. Hisse senedi fiya (P ), işlem hacmi (V ) ve işlem adedi (N ) serileri için dönüşümler yapılmışır. Fiya serilerinin logarimik birinci-sıra farkları alınarak geirileri elde edilmişir. Aynı dönüşüm hacim ve ade serilerine de uygulanarak değişim değerlerine ulaşılmışır. Söz konusu dönüşümler şu şekildedir: r i = ln(p i / P i- ) v i = ln(v i / V i- ) n i = ln(n i / N i- ) yukarıdaki eşiliklerde sırasıyla r i, v i ve n i, i hisse senedinin (veya endeksin) zamandaki geirisini, işlem hacmi değişimini ve işlem adedi değişimini ifade emekedir. Hisse senedi geirileri ile işlem hacmi arasındaki asimerik ilişkiyi ölçebilmek amacıyla aşağıdaki regresyon denklemleri kurularak paramereleri ahminlenmişir. () v a = α r D r + µ () v s = α 3r 4Dr + µ (3) n a = α 3 5 r 6D r + µ (4) n s = α 4 7r 8D r + µ yukarıdaki eşiliklerde; v, geirilerin mulak değerlerinin kullanıldığı a regresyon denkleminde işlem hacmini; v s, geirilerin karelerinin kullanıldığı regresyon denkleminde işlem hacmini; n a ve n s ise aynı şekilde kurulan eşiliklerdeki işlem adelerini ifade emekedir. r hisse senelerinin günlük geirisini ifade ederken, D kukla değişkeni emsil emeke ve r < 0 olması durumunda, r 0 durumunda ise 0 değerini almakadır. α, α3,, 3, 5, 7 α, α regresyon denklemindeki sabi erimleri gösermekedir. 4 paramereleri fiya değişimlerinin yönünü dikkae almaksızın fiya değişimleri ile işlem hacmi arasındaki ilişkiyi ölçerken,, 4, 6, 8 paramerelerinin isaisiksel olarak anlamlı negaif değerleri ise asimerik ilişkinin varlığını işare emekedir. 53

6 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim Fiya değişimi, volailienin emel ölçülerinden birisidir. Bu nedenle yukarıdaki regresyon denklemleri hacim ve volailie arasındaki ilişkiyi de es emekedir. III. BULGULAR Araşırmanın analiz bölümü iki aşamada gerçekleşirilmişir. Buna göre ilk aşamada fiya-hacim ilişkileri araşırılması amaçlanan 3 hisse senedi ve İMKB-30, -50, -00 endekslerine ilişkin anımlayıcı isaisikler, risk başına geiri değerleri (RBG), hisse senedi fiya değişimlerinin birbirleriyle ve endeksler ile korelasyonları elde edilmişir. İkinci aşamada ise fiya-hacim ilişkisi incelenerek asimerik olup olmadığı araşırılmışır. Analizin ilk bölümüne ilişkin bulgular EK-. de yer almakadır. Genel olarak, en yüksek geiriyi Garani Bankası hisse senelerinin, geiri riske göre düzelildiğinde en iyi performansı Tüpraş hisse senelerinin sağladığı söylenebilecekir. Araşırma dönemi olarak seçilen periyoa, söz konusu gözlem kümesi bileşenleri genel olarak sola çarpık ve normale göre daha dik bir dağılım gösermekedir. Endeks değişimleri ile hisse senedi fiya değişimleri arasındaki korelasyonlara bakıldığında, endeks değişimleriyle en çok ekileşim içinde olan menkul kıymein İş Bankası hisse seneleri olduğu görülmekedir. Gözlem kümesindeki hisse senelerinin birbirlerinden ekilenme dereceleri dikkae alındığında ise Sabancı Holding hisse senelerinin diğer hisse senedi fiya değişimlerinden en çok ekilenen menkul kıyme olduğu söylenebilecekir. Analizin ikinci bölümüne ilişkin bulgular ise EK-. de göserilmişir. Araşırma, hacim değişkenini i) işlem hacmi, ii) işlem adedi serilerinin emsil eiğinin kabul edilmesine göre çeşilendirilmişir. İlk yaklaşımın kabul edilmesi durumunda kurulan denklemler () ve () nolu eşiliklerde, ikinci yaklaşımın benimsenmesi halinde oluşurulan denklemler ise (3) ve (4) nolu eşiliklerde ifade edilmişir. Her iki yaklaşım açısından da hisse senedi geirilerinin mulak değeri ile hacim değişimi arasındaki ilişki, EK-. Tablo I. ve Tablo III. den izlenebilir. Yönünü dikkae almaksızın fiya değişimleri ile hacim arasındaki ilişkiyi ifade eden ve 5 paramereleri isaisiksel olarak anlamlıdır (bkz. ve 5 ). Dolayısıyla iki değişken arasındaki ilişkinin varlığı reddedilemez düzeydedir. Buna ek olarak ve 6 paramereleri de negaif kasayıya sahip ve isaisiksel olarak anlamlıdır (bkz. ve 6 ). Başka bir ifadeyle hacim-fiya değişim eğimi negaif geiriler için düşük, negaif olmayan geiriler için ise daha yüksekir. Hisse senedi geirilerinin kareleri elde edilerek ulaşılan yeni fiya serisi ile hacim arasındaki ilişkiler, yine her iki yaklaşım açısından EK-. Tablo II. ve Tablo IV. den akip edilebilir. ve 5 paramere ahminlerinin yorumlarıyla benzer şekilde 3 ve 7 ahminleri de fiya değişimleri ile hacim arasındaki ilişkiyi incelemeke ve isaisiksel olarak (bkz. 3 ve 7 ) ilişkinin varlığını işare emekedir. Öe yandan 4 ve 8 paramereleri ile 4 ve 8 isaisikleri, negaif 54

7 Yöneim ve Ekonomi 6/ (009) 49-6 geiriler için hacim-fiya değişim eğiminin poziif geiri eğimlerine kıyasla daha düşük olduğunu ifade emekedir. SONUÇ Hisse senedi fiyaları/geirileri ile işlem hacimleri arasındaki ilişki gerek bireysel-kurumsal yaırımcılar, gerekse ulusal-uluslararası yaırımcılar açısından oldukça değerlidir ve önemli öngörümlemelerin yapılabilmesine olanak sağlayarak yaımcıların çeşili durumlara karşı pozisyonlarını güçlendirmekedir. Yaırımcılar için son derece değerli olan fiya-hacim ilişkisinin varlığının, ilişki varsa ilişkinin asimerik olup olmadığının, bir başka ifadeyle geirilerin poziif ya da negaif olması durumunda hacmin nasıl ekilendiğinin analiz edilmesi amaçlanan bu araşırmada, Ocak 00 Eylül 008 (845 gözlem) döneminde devamlı olarak İMKB-30 ve İMKB-50 de yer alan 3 hisse senedinin günlük kapanış fiya ve hacim/ade serileri kullanılmışır. Araşırma bulguları fiya ile hacim arasındaki ilişkinin varlığını ve seçilen dönem ve gözlem kümesi açısından ilişkinin asimerik olduğunu desekler nielikedir. Poziif fiya değişimlerine oranla negaif değişimlerin işlem hacmine daha duyarlı olduğu söylenebilir. Hacim ile geirilerin mulak değeri ve kareleri arasındaki ilişki, geirilerin poziif veya negaif olması durumunda isaisiksel açıdan farklılık gösermekedir. Söz konusu bulgular Dağılım Karışımı Hipoezini de deseklemekedir. İşlem hacmi fiya değişimlerinin mulak büyüklüğü ile poziif yönlü ilişkilidir. Dolayısıyla geiriler (geiri değişimi-volailie) ve hacim arasında poziif korelasyon olduğu ifade edilebilir. Çalışmada piyasayı emsilen İMKB-00 endeksi kullanılmışır. İMKB- 00 endeksine ai fiya ve hacim bulguları için de aynı doğruluda bulgular elde edilmişir. Genel olarak İMKB de işlem hacmi ile fiya değişimleri arasında asimerik ilişki bulunduğu ve geiriler ile hacim arasındaki korelasyon kasayısının poziif olduğu söylenebilir. KAYNAKÇA BADHANI, K. N., (005), Sock Price-Volume Causaliy a Index Level, hp://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?absrac_id=87494 BAŞÇI, E., ÖZYILDIRIM, S. ve AYDOĞAN, K., (996), A noe on price-volume dynamics in an emerging sock marke, Journal of Banking and Finance, 0, BRAILSFORD (994), The Empirical Relaionship beween Volume, Reurns and Volailiy, (05/04/009). CHAN, W.S., ve TSE, Y.K., (005), Price volume relaion in socks: a muliple ime series analysis on he Singapore marke Asia Pacific Journal of Managemen 0 (), CHEN, G., FIRTH, M. ve RUI, O. M., (00), The Dynamic Relaion beween Sock Reurns, Trading Volume and Volailiy, Financial Review, 36, CROUCH, R. L., (970), A Nonlinear Tes of he Random Walk Hypohesis, American Economic Review, 60, DEO, M., SRINIVASAN, K. ve DEVANADHEN, K., (008), The Empirical Relaionship beween Sock Reurns, Trading Volume and Volailiy: Evidence from Selec Asia- Pacific Sock Marke, European Journal of Economics, Finance and Adminisraive Sciences,,

8 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim EPPS, T. W., (975), Securiy Price Changes and Transacion Volumes: Theory and Evidence, American Economic Review, 65, EPPS, T. W., (977), Securiy Price Changes and Transacion Volumes: Some Addiional Evidence, Journal of Financial and Quaniaive Analysis,, FLOROS, C. ve VOUGAS, D. V., (007), Trading Volume and Reurns Relaionship in Greek Sock Index Fuures Marke: GARCH vs. GMM, Inernaional Research Journal of Finance and Economics,, GODFREY, M. D., GRANGER, C. W. J. ve MORGANSTERN, O., (964), The Random Walk Hypohesis of Sock Marke Behavior, Kyklos, 7, -30. GÖKÇE, A., (00), İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi: Granger Nedensellik Tesi, G. Ü. İ.İ.B.F. Dergisi, 3, GRANGER, C. W. J. ve MORGANSTERN, O., (963), Specral Analysis of New York Sock Marke Prices, Kyklos, 6, -7. GUNDUZ, L. ve HATEMI-J, A., (005), Sock price and volume relaion in emerging markes, Emerging Markes Finance and Trade, 4, HIEMSTRA, C. ve JONES, J.D., (995). Tesing for linear and nonlinear Granger causaliy in he sock price volume relaion Journal of Finance, 49, KAMATH, R. R., (008), The Price-Volume Relaionship In The Chilean Sock Marke, Inernaional Business & Economics Research Journal, 7 (0), 7-4. KARPOFF, J. M., (987), The Relaion beween Price Changes and Trading Volume: A Survey, Journal of Financial and Quaniaive Analysis,, LEE, B-S. ve RUI, O. M., (00), The Dynamic Relaionship beween Sock Reurns and Trading Volume: Domesic and Cross-Counry Evidence, Journal of Banking and Finance, 6, ROGALSKI, R.J., (978), The dependence of prices and volume, Review of Economics and Saisics, 60 (), SAATÇİOĞLU, K. ve STARKS, L. T., (998), The sock price-volume relaionship in emerging sock markes: The case of Lain America, Inernaional Journal of Forecasing, 4, 5-5. SALMAN, F. (00), Risk-reurn-volume relaionship in an emerging sock marke, Applied Economics Leers, 9 (8), (4). SILVAPULLE, P. ve CHOI, J.-S., (999), Tesing for linear and nonlinear Granger causaliy in he sock price volume relaion: Korean evidence The Quarerly of Economics and Finance, 39, SMIRLOCK, M. ve STARKS, L.T., (988), An empirical analysis of he sock price volume relaionship, Journal of Banking and Finance (),

9 Yöneim ve Ekonomi 6/ (009) 49-6 EK-. Gözlem Kümesindeki Hisse Senelerine İlişkin Tanımlayıcı İsaisikler TANIMLAYICI İSTATİSTİKLER Or. Med. S. D. Çarp. Basık. RBG Korelasyon Kasayıları İMKB Endeksi AEFES 0,0003 0,0000 0,0439-5,573 48,73 0,0074 0,367 0,3363 0,3379 AKBNK 0,0007 0,0000 0,0334-0,58 8,40 0,07 0,6907 0,69 0,696 AKGRT 0,0003 0,0000 0,0370-3,966 6,57 0,0075 0,563 0,5697 0,575 ALARK -0,004 0,0000 0,0630-3, ,00 0,370 0,394 0,334 ARCLK 0,0003 0,0000 0,03 0,05 6,407 0,0083 0,676 0,6774 0,687 DOHOL -0,000 0,0000 0,048-3, ,468-0,0059 0,683 0,6858 0,687 DYHOL -0,000 0,0000 0,0400 0,0630 5,67-0,000 0,6306 0,6360 0,640 EREGL 0,0007 0,0000 0,0363 -,6456 4,05 0,005 0,5 0,556 0,577 GARAN 0,0008 0,0000 0,0385 -,349,95 0,009 0,659 0,6605 0,66 HURGZ 0,000 0,0000 0,0367-0,0974 6,583 0,0063 0,644 0,649 0,6534 ISCTR 0,000 0,0000 0,035-0,6850,766 0,005 0,704 0,75 0,75 ISGYO -0,0003 0,0000 0,03-0,657 0,590-0,009 0,676 0,636 0,647 KCHOL 0,0000 0,0000 0,036-0,64 9,78 0,0003 0,5935 0,5968 0,5990 MIGRS 0,0007 0,0000 0,083-0,075 9,647 0,036 0,69 0,6336 0,6367 PETKM -0,0003 0,0000 0,03 0,0673 7,58-0,0096 0,4789 0,4867 0,49 PTOFS 0,0000 0,0000 0,0334-0,4494 8,887 0,000 0,0089 0,0077 0,0080 SAHOL 0,0003 0,0000 0,038-0,836 7,4 0,0089 0,684 0,6876 0,6904 SISE -0,000 0,0000 0,0366-6, ,96-0,003 0,589 0,5960 0,606 TCELL 0,0005 0,0000 0,035-0,057 7,564 0,05 0,30 0,335 0,346 TOASO 0,0004 0,0000 0,033-0,675 7,674 0,03 0,645 0,655 0,6567 TUPRS 0,0008 0,0000 0,030 0,080 6,38 0,056 0,509 0,5066 0,5084 VESTL -0,0005 0,0000 0,03 0,350 7,0-0,074 0,663 0,669 0,6735 YKBNK -0,000 0,0000 0,0453-5,565,5-0,0039 0,55 0,555 0,553 IMKB30 0,0005 0,0007 0,063-0,08 7,773 0,006,0000 0,9988 0,9974 IMKB50 0,0006 0,0009 0,056-0,644 8, 0,06 0,9988,0000 0,9994 IMKB00 0,0005 0,00 0,05-0,30 8,368 0,07 0,9974 0,9994,

10 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim Oralama Geiri - RBG Değerleri ve Sıralamaları Or. sıra Or. RBG sıra RBG AEFES 0,0003 AEFES 4 0,0074 AKBNK 4 0,0007 AKBNK 4 0,07 AKGRT 3 0,0003 AKGRT 3 0,0075 ALARK 6-0,004 ALARK 6-0,00 ARCLK 4 0,0003 ARCLK 0,0083 DOHOL -0,000 DOHOL -0,0059 DYHOL 9-0,000 DYHOL 9-0,000 EREGL 3 0,0007 EREGL 8 0,005 GARAN 0,0008 GARAN 6 0,009 HURGZ 5 0,000 HURGZ 5 0,0063 IMKB00 7 0,0005 IMKB00 3 0,07 IMKB30 8 0,0005 IMKB30 7 0,006 IMKB50 6 0,0006 IMKB50 5 0,06 ISCTR 6 0,000 ISCTR 6 0,005 ISGYO 3-0,0003 ISGYO 3-0,009 KCHOL 8 0,0000 KCHOL 8 0,0003 MIGRS 5 0,0007 MIGRS 0,036 PETKM 4-0,0003 PETKM 4-0,0096 PTOFS 7 0,0000 PTOFS 7 0,000 SAHOL 0,0003 SAHOL 0,0089 SISE 0-0,000 SISE 0-0,003 TCELL 9 0,0005 TCELL 9 0,05 TOASO 0 0,0004 TOASO 0 0,03 TUPRS 0,0008 TUPRS 0,056 VESTL 5-0,0005 VESTL 5-0,074 YKBNK -0,000 YKBNK -0,0039 Hisse Senelerinin Fiya Değişimlerinin Diğerleriyle Olan Oralama Korelasyonları Sıra Or korelasyon Sıra Or korelasyon AEFES 9 0,78 KCHOL 4 0,377 AKBNK 4 0,4570 MIGRS 3 0,3990 AKGRT 0,406 PETKM 8 0,3074 ALARK 0 0,3 PTOFS 3 0,0060 ARCLK 7 0,4448 SAHOL 0,4673 DOHOL 5 0,373 SISE 0,447 DYHOL 9 0,440 TCELL 0,960 EREGL 6 0,3367 TOASO 8 0,4439 GARAN 6 0,4450 TUPRS 7 0,336 HURGZ 5 0,4456 VESTL 0,468 ISCTR 3 0,460 YKBNK 0,75 ISGYO 0 0,4307 genel or 0,

11 Yöneim ve Ekonomi 6/ (009) 49-6 EK-. Fiya ile Hacim Arasındaki Asimerik İlişkinin Tespii. Tablo I. İşlem Hacmi ile Mulak Geiriler Arasındaki İlişki v α r D r + µ = ()* a α ** ** AEFES -0,4 0,576-0,63 0,3840-9, ,76 AKBNK -0,359 8,333-5,366,75-6,536 68,58 AKGRT -0,63,87 -,754 5,0044-3,749,40 ALARK -0,54 5,409-5,04 4,3394-4, ,5 ARCLK -0,98 0,3-9,433,7840-9,05 74,80 DOHOL -0,305 8,69-7,880 4,58 -,0 09,6 DYHOL -0,437 9,6-8,457 3,4-0, ,45 EREGL -0,79 9,7-7,85,87-9, ,30 GARAN -0,40 7,65-5,06,8097-7, ,74 HURGZ -0,4 9,487-9,68,4057-0,954 88,34 ISCTR -0,56 8,845-5,48 3,335-7,975 86,78 ISGYO -0,564 4,384-4,89 6,05-4, ,84 KCHOL -0,50 0,44-7,70 3,3935-8, ,00 MIGRS -0,67,8 -,066,60-9,55 73,68 PETKM -0,430 3,900-4,75 5,7854-4,055 43,87 PTOFS -0,73 3,345 -,0 5,0646-0,386 4,74 SAHOL -0,465 0, -7, 3,467-8,347 87,84 SISE -0,453 3,4-3,660 6,3557-5, ,6 TCELL -0,440 8,750-5,95,6004-6,758 67,33 TOASO -0,439,37-0,00 3,548-0, ,04 TUPRS -0,509,473-9,07 3,483-9,0 93,36 VESTL -0,409,038-8,99 4,34-9,688 0,87 YKBNK -0,67 7,956-7,408 3,446 -,533 9,48 IMKB00-0,30 0,66-8,60 6,009 -,395 35,00 * regresyon denkleminde geirilerin mulak değerleri ve kukla değişken kullanılarak işlem hacmi açıklanan değişken olarak alınmışır. ** Whie s [980] Heerokedasisii / varyans-kovaryans ile uyumlu. F 59

12 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim Tablo II. İşlem Hacmi ile Geirilerin Kareleri Arasındaki İlişki ()* v s = α 3r 4Dr + µ α ** 4 ** AEFES -0,095 6,8-6,99 6,3660-6,4339,49 AKBNK -0, ,67-6,4 8,8450-6,85 39,8 AKGRT -0,063 0,6 -,96 0,944-0,963 60,8 ALARK -0,0500 3,46-3,40 8,7753-8,775 38,58 ARCLK -0,047 83,4-77,44 8,4374-6, ,60 DOHOL -0,047 58,4-58,54 0,336-0,0799 5,54 DYHOL -0,049 65, -69,87 9,8694-7, ,6 EREGL -0,0407 7,0-69,49 8,644-8,89 37,39 GARAN -0, ,86-5,43 8,337-8, ,89 HURGZ -0,0395 6,5-64,5 7,9843-6,6059 3,44 ISCTR -0, ,3-58,89 9,386-7, ,0 ISGYO -0,064 38, -4,4,8807 -,93 7,63 KCHOL -0,047 85,03-75,3 9,096-7,348 4,57 MIGRS -0,095 76, -8,70 6,735-5,577 3,9 PETKM -0,047 4,0-38,3,3958 -,344 83,57 PTOFS -0, ,84-57,35 8,435-6, ,68 SAHOL -0, ,9-60,85 7,907-6,580 3,63 SISE -0,059 08,60-0,03,097 -,373 6,5 TCELL -0, ,45-45,74 7,4988-4,8398 8,80 TOASO -0,0479 8,45-75,98 9,890-6,9679 4,6 TUPRS -0,05 93,59-78,06 9,3304-5, ,75 VESTL -0, ,80-59,84 9,963-5,6 4,63 YKBNK -0, ,8-55,6 9,5998-9,69 46,33 IMKB00-0, ,44-95,9,409-9,046 65, * regresyon denkleminde geirilerin kareleri ve kukla değişken kullanılarak işlem hacmi açıklanan değişken olarak alınmışır. ** Whie s [980] Heerokedasisii / varyans-kovaryans ile uyumlu. F 60

13 Yöneim ve Ekonomi 6/ (009) 49-6 Tablo III. İşlem Adedi ile Mulak Geiriler Arasındaki İlişki (3)* n a α r D r + µ = α ** 6 ** AEFES -0,6 9,95-8,69 9,78-8,444 48,00 AKBNK -0,370 7,678-3,988 0,7875-4, ,5 AKGRT -0,66,55 -,84 4,30 -,483 06,56 ALARK -0,58 4,879-3,7 3,874 -, ,88 ARCLK -0,97 9,683-8,76,0597-7, ,77 DOHOL -0,39 8,4-6,560 3,669-0, ,66 DYHOL -0,44 8,504-7,0,793-8, ,86 EREGL -0,30 8,573-6,463,578-7,989 66,48 GARAN -0,59 6,605-3,756 0,7373-5,47 59,0 HURGZ -0,39 8,79-8,39,489-9,3775 7,09 ISCTR -0,539 8,4-4,057,4-5,479 78,07 ISGYO -0,574 3,766-3,550 5,3835-3,668 3,0 KCHOL -0,536 9,84-6,37,6379-7, ,03 MIGRS -0,68,64-0,790,05-8, ,37 PETKM -0,433 3,59-3,404 5,353 -,8659 8,5 PTOFS -0,70,680-9,76 4,345-9,098 03,03 SAHOL -0,479 9,485-5,843,4396-6,757 77,79 SISE -0,483,553 -,09 5,6490-4,98 8,97 TCELL -0,435 8,035-4,57 0,6656-5,935 57,3 TOASO -0,449 0,508-8,86,7975-9, ,67 TUPRS -0,50 0,835-7,937,7630-7,875 8,9 VESTL -0,404 0,363-7,660 3,896-8,3 88,74 YKBNK -0,93 7,39-5,955,43-9,935 77,04 IMKB00-0,0999 9,073-7,34 5,937 -,573 9,79 * regresyon denkleminde geirilerin mulak değerleri ve kukla değişken kullanılarak işlem adedi açıklanan değişken olarak alınmışır. ** Whie s [980] Heerokedasisii / varyans-kovaryans ile uyumlu. F 6

14 K.Kayalıdere & H.Akaş / İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi Asimerik Ekileşim Tablo IV. İşleme Adedi ile Geirilerin Kareleri Arasındaki İlişki (4)* n s = α 4 7r 8D r + µ α ** 8 ** AEFES -0,076 55,7-55,68 5,7064-5,697 6,8 AKBNK -0, ,8-49,76 7,873-5,4666 3,93 AKGRT -0,0599 0, -0,87 0,39-0,055 5,40 ALARK -0,0468 3,69-3,3 8,37-8,0 39,8 ARCLK -0, ,88-64,3 7,737-4,9948 9,94 DOHOL -0,0394 5,90-50,86 9,0966-8,8063 4,68 DYHOL -0, ,47-56,73 8,8984-6, ,8 EREGL -0, ,50-59,78 7,7470-7,654 3,70 GARAN -0,03 43,69-4,80 7,630-6,573 5,87 HURGZ -0, ,9-5,7 7,0583-5,986 4,9 ISCTR -0,043 60,99-47,80 8,40-6,056 40,6 ISGYO -0,069 9,34-8,96,93-0,33 6,83 KCHOL -0,046 77,8-6,5 8,48-6,068 36,56 MIGRS -0,094 69,58-70,69 6,676-4,785 9, PETKM -0, ,4-5,40,7667-0,375 73,53 PTOFS -0, ,43-48,59 7,737-5,779 30,6 SAHOL -0, ,9-60,85 7,907-6,580 3,63 SISE -0, ,35-00,50 0,50-0,33 5,60 TCELL -0, ,98-33,37 6,598-3,5438 3,38 TOASO -0, ,6-63,7 8,4709-5,839 36,59 TUPRS -0,055 86,6-63,66 8,6449-4,638 38,37 VESTL -0, ,9-45,59 8,3857-3,977 36,63 YKBNK -0, ,73-47,0 8,3960-8,358 35,74 IMKB00-0,08 88,4-8,39, -8,5637 6,94 * regresyon denkleminde geirilerin kareleri ve kukla değişken kullanılarak işlem adedi açıklanan değişken olarak alınmışır. ** Whie s [980] Heerokedasisii / varyans-kovaryans ile uyumlu. F 6