BİST ile yükselen piyasalara ait endeksler arasındaki eş bütünleşme ve nedenselliğin test edilmesi; yatırımcılar açısından çeşitlendirme fırsatları

Transkript

1 Iteratioal Joural of Huma Scieces ISSN: Volume 14 Issue 4 Year: 2017 Test for coitegratio ad causality betwee ISE ad emergig market ıdices; diversificatio opportuities for ıvestors 1 BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları Umut Burak Geyikçi 2 Abstract It was aimed to show the diversificatio possibilities that ivestors ca catch i terms of emergig markets i the study. Withi the scope of the study, the emergig markets of Turkey, Europe, Asia ad America were compared. A total of 12 markets, 4 from Europe, 1 from the Americas ad 7 from Asia were selected. Mothly closig values for the capital market were used for 16 years period (176 observatios) for July Jue The series were tested with the ADF, PP ad Zivot adrews uit root tests, the Johase Coitegratio test ad Wector Erroro Correctio/Grager Causality test were used after it was foud that there was o structural break with the Cusum test. As a result of the research, all the markets are foud coitegrated i the log term. I a short term it is foud that Turkey has mutual causality with Thailad, Russia, Polad, Brazil ad also Taiwa, Malaysia ad Czechia have oe-way causality with Turkey. As a result, it ca be said that there is o short-term causality relatio with some emergig markets with the ISE ad that it is possible to diversify i the short term i terms of ivestors. Özet Bu çalışma ile yatırımcıları yüksele piyasalar açısıda yakalayabilecekleri çeşitledirme imkaları ortaya komaya çalışılmıştır. Çalışma kapsamıda Türkiye ile Avrupa, Asya ve Amerika kıtasıda yer ala yüksele piyasalar karşılaştırılmıştır. Bu amaçla 4 ü Avrupada, 1 i Amerikada, 7 si de Asyada olmak üzere toplamda 12 piyasa seçilmiştir. Temmuz 2002 Hazira 2017 döemie ait 16 yıllık periyotta (176 gözlem) sermaye piyasasıa ait aylık kapaış değerleri kullaılmıştır. Gerçekleştirile çalışmada öce ADF, PP ve Zivot-Adrews birim kök testleri ile seriler test edilmiş, sorasıda Cusum testi ile yapısal kırılma olmadığı alaşıldıkta sora, Johase Eşbütüleşme testi ve ardıda da Vektör Hata Düzeltme/Grager Nedesellik Testi kullaılmıştır. Araştırma eticeside icelee tüm piyasaları uzu döemde eşbütüleşik oldukları, kısa döemde ise Türkiye i Tayla, Rusya, Poloya ve Brezilya ile karşılıklı, Tayva, Malezya ve Çekya ı ise Türkiye ile tek yölü bir edesellik ilişkiside olduğu tespit edilmiştir. Bu çerçevede, BİST i iceleme kapsamıdaki bazı yüksele piyasalarla kısa döemde edesellik ilişkisi bulumadığı ve 1 This paper, preseted October 2017 i Fethiye/Muğla III.Iteratıoal Etrepreeurship, Employmet ad Career Cogress 2 Asst. Prof. Dr. Maisa Celal Bayar Uiversity, Faculty of Busiess, umutburak.geyikci@cbu.edu.tr

2 3487 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), Keywords: Johase Coitegratio; Vector Error Correctio; Emergig Markets; ISE; Uit Root; Zivot Adrews. (Exteded Eglish abstract is at the ed of this documet) yatırımcılar açısıda kısa vadede hali hazırda bir çeşitledirme imkaı suduğu söyleebilmektedir. Aahtar Kelimeler: Johase Eşbütüleşme; Vektör Hata Düzeltme; Yüksele Piyasalar; BİST; Birim Kök; Zivot-Adrews. 1. GİRİŞ Moder Portföy teorisie göre yatırımcılar portföylerii çeşitledirerek aldıkları riski miimize etmeye çalışırlar. Uluslararası portföy yatırımcıları buu coğrafi çeşitledirmeler yoluyla gerçekleştirmektedirler. Sermaye piyasalarıdaki liberalizasyolarla desteklee sermaye hareketleri ve iletişimde meydaa gele gelişmeler yatırımcıları kedi ülkeleri dışıdaki piyasalarda da yatırım yapmaya teşvik edici boyutlara ulaşmıştır. Yatırımcıları uluslararası hareketleri farklı sermaye piyasaları arasıdaki ilişkileri de güçleerek artmasıa ede olmuştur. Uluslararası piyasaları aralarıda arta bu ilişkiler yatırımcılar açısıda uluslararası portföy çeşitledirmesii yararıı gü geçtikçe düşürmektedir. Bu edele bu çalışmaı temel amacı da uzu ve kısa vadede portföy çeşitledirme imkalarıı iceleyerek uluslararası portföy yatırıcılarıa çeşitledirme imkaları suabilmektir. Çalışmada iceleme kapsamıda yer ala 12 yüksele piyasa arasıdaki uzu döemli eşbütüleşme ve kısa döemli edesellik ilişkilerii iceleecektir. Yüksele piyasalar global yatırımcılar açısıda her zama çekici bir yatırım alaı olmuştur. Morga Staley Capital Iteratioal (MSCI) Piyasa Sııfladırma Çerçevesi 2017, sermaye piyasalarıı, ekoomik gelişmişlik, piyasa büyüklüğü ve likiditesi ve piyasa erişilebilirliği temelide, gelişmiş, gelişmekte ola ve gelişme ihtimali ola pazarlar olmak üzere 3 e ayırmıştır. Bu çalışmada iceleecek ülkeler MSCI Gelişmekte Ola Piyasalar Edeksi de yer ala 23 ülkede Mısır, Yuaista, Meksika gibi so döem öemli çalkatılar yaşa ülkeler eledikte sora geriye kala 12 ülke ola Türkiye, Tayva, Taylad, Çi, Hidista, Çekya, Macarista, Kore, Poloya, Brezilya, Rusya ve Malezya da oluşa ülkeleri borsalarıdır yılıda düya üzerideki toplam doğruda yabacı yatırımlar 1,75 trilyo dolar düzeyide gerçekleşirke buu 646 milyar dolarlık kısmı gelişmekte ola ülkelere gitmiştir. Bu rakam bir öceki yıla göre %14 daha az olarak gerçekleşirke gelişmiş ülkelere ola yatırımlar öceki yıl göre %5 artış göstererek 1 trilyo dolar seviyesie yükselmiştir (World ivestmet report, 2017). Gelişmekte ola ülkelere global dış fiasal yatırımları ise 2016 yılıda 1,4 trilyo dolar civarıda olduğu tahmi edilmektedir ve 2010 yılıdaki 2 trilyo dolarlık yatırımla kıyasladığıda öemli bir düşüş göze çarpmaktadır. Gelişmekte ola ülkelere ola yabacı fiasal yatırımlar özel sermaye akımları, yabacı portföy ve diğer yatırımlar ile resmi kalkıma yardımları ve bağışları kapsamaktadır (World Ivestmet Report, 2017). İceleme kapsamıda yer ala 12 ülkei 2017 yılı tahmii Gayrisafi Yurt İçi Hasılası bi dolar ile Düyaı %28.7 sii, MSCI gelişmekte ola ülkeler listeside yer ala 23 ülkei ise %83 üü oluşturmaktadır(imf World Ecoomic Outlook, 2017). Bu açıda da iceleme kapsamıda yer ala ülkeleri gelişmekte ola piyasaları yüksek orada temsil ettiği söyleebilir. So yıllarda Türkiye de yaşaa ekoomik gelişmeleri yatırım uluslararası iklimi içerisideki koumu ve çeşitledirilebilirliği temelide gerçekleştirilecek ola bu çalışmada Türkiye i ayı kategoride kabul edildiği diğer yüksele (buda sora gelişmekte ola ile ayı alamda kullaılacaktır) piyasalar çalışmaya dahil edilmiştir. Bu çalışmaı odak oktasıı gelişmekte ola ülkeler arasıdaki karşılıklı etegrasyo ve çeşitledirme fırsatları oluşturmaktadır. Çalışma ile gelişmekte ola piyasalar açısıda uluslararası yatırımcılara çeşitledirme imkaı suulması ve öceki çalışmalara tamamlayıcı bir katkı sağlaması amaçlamaktadır. Buu sağlayabilmek amacıyla ilk olarak Türkiye ile diğer yüksele piyasalar arasıdaki uzu ve kısa vadeli

3 3488 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), ilişkileri iceleye çalışmalarda oluşa literatür icelemiştir. Bu hususta literatürde çeşitli çalışmalar mevcuttur acak gelişmekte ola piyasalarda Meksika, Yuaista, Mısır gibi ekoomiside aşırı dalgalamalar ola ve so döemde göreli yatırım tercihi düşe ülkeleri listede çıkarıldığı ve uluslararası yatırımlar kousuda Türkiye ye rakip koumdaki diğer gelişmekte ola ülkeler ile arasıda olası piyasa etegrasyouu iceleye çalışmaya rastlamamıştır. İkici olarak özellikle yabacı literatürde yer ala öceki çalışmalarda çoğu gelişmiş ülke piyasalarıı uzu döemde gelişmekte ola ülke piyasalarıa etki ettiğii ortaya koymuştur (Seth ve Sharma, 2015, Battereddy vd 2012). Globalizasyo edeiyle bu tür bir etkii varlığı kaçıılmazdır. Souç olarak öceki çalışmalarda çoğu kovasiyoel metotlarla uzu ve kısa vadede ilişki aramışlardır (Topallı, 2016; Akel, 2015; Boztosu ve Çelik 2011;Gözbaşı, 2010). Bu çalışmada uzu döem eşbütüleşme ve kısa döem edesellik testleri ile gelişmekte ola piyasalar arasıda var ola ilişkiler aaliz edilmeye çalışılmıştır. İceleme kapsamıdaki seriler arasıda eşbütüleşme ilişkisi araabilmesii içi serilerde yapısal kırılma olmaması gerektiğide dolayı (Altıay ve Karagöl, 2005), öcelikle Zivot-Adrews birim kök testi ve CUSUM yapısal kırılma testi ile serilerde herhagi bir yapılsa kırılmaı var olup olmadığı da test edilmiş, herhagi bir yapılsa kırılma olmadığı belirledikte sora eşbütüleşme ve edesellik testlerie geçilmiştir. Çalışmaı buda soraki bölümüde eşbütüleşme ve edesellik üzerie gerçekleştirilmiş çalışmalara ait literatür taraması suulmuş, üçücü bölümde kullaıla veriler ve metodoloji alatılmış, dördücü bölümde bulgular tartışılarak so bölümde de souçlar üzeride durulmuştur. 2. LİTERATÜR TARAMASI Moder portföy teorisi, Markowitz i 1952 yılıda Joural of Fiace da yayımlamış olduğu ve 1990 yılıda kedisie Nobel ödülü getire Portföy Seçimi isimli makaleside ortaya atılmıştır. Moder portföy teorisi temelide, geleeksel portföy teoriside yer ala riski azaltılması içi salt çeşitledirmeyi amaçlaya seçim kriteri yerie portföyde yer ala ürüleri birbirleri ile ola ilişkisii dikkate ala ve bu şekilde katlaılacak ola sistematik riski miimize etmeye çalışmaktadır. Markowitzi ortaya attığı moder portföy teoriside iki çeşit riskte bahsedilmektedir. Bularda ilki sistematik olmaya risktir. Sistematik olmaya risk, aralarıda düşük korelasyo ola alteratifleri bir araya getirilmesi ile toplam riski azaltılarak toplam getirii artırılmasıa dayamaktadır. Bu çeşitledirme yaklaşımı sistematik riski azaltamamaktadır. Var ola ikici risk çeşidi ola sistematik riski azaltabilmek maksadıyla da Kara (2013), Madura (2014) ve Yağlı (2016) da belirtildiği gibi her bir ülkei biricik sermaye yapısı edeiyle aralarıda düşük bir korelasyo olması edeiyle, uluslararası çeşitledirme fırsatlarıı kullaılabileceğidir. İceleme kapsamıda yer ala gelişmekte ola ülkeler arasıda herhagi bir eşbütüleşme olması bu ülkeler açısıda yatırımcılara çeşitledirme imkaı suamayacaktır, buu tam aksie eşbütüleşme ilişkisi yoksa iyi bir çeşitledirme aracı olarak düşüülebileceklerdir. Buu tespit edilebilmesi maksadıyla Egle ve Grager (1987) ile Johase (1988) tarafıda geliştirilmiş ola eşbütüleşme metotlarıa dayalı aalizler ile sermaye piyasaları arasıdaki ilişkiler tespit edilebilmektedir. Bu hususta literatürde sermaye piyasaları arasıdaki ilişkileri iceleye çalışmalarda çoğuluğu Avrupa ve Amerika da var ola büyük piyasalar ile Asya, Amerika ve Avrupa da yer ala büyük gelişmiş piyasaları birbirleri ile Asya, Amerika ve Avrupa da yer ala gelişmekte ola piyasaları da yie kedi içleride veya birbirleri ile ola ilişkilerii icelemişlerdir. Bularda Corhay, Tourai Rad ve Urbai (1993), Fracis ve Leachma (1998), Richards (1995), Myloidis ve Kollias (2010) gelişmiş Avrupa piyasalarıı, Sheg ve Tu (2000), Maig (2002), Jag ve Sul (2003), Click ve Plummer (2005), Gupta ve Guidi (2012) Asya piyasalarıı, Che, Firth ve Rui (2002), Diamadis (2009) Lati Amerika piyasalarıı icelemişlerdir. Diğer yada gelişmiş ve gelişmekte ola piyasalar arasıdaki ilişkileri iceleye çalışmalar da mevcuttur. Bularda Kamaralzama ve Samad (2011) Malezya ve gelişmiş piyasaları, Hassa (2008) Pakista ve gelişmiş piyasaları, Sharma (2011) gelişmekte ola Asya piyasaları ile Amerika Birleşik Devletleri piyasasıı, Kha (2011) Amerika Birleşik Devletleri ile gelişmekte ola 22 piyasaı ilişkisii ve Siddique vd.

4 3489 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), (2012) Pakista ile 6 taesi gelişmiş ve 6 taesi de gelişmekte ola piyasaları ilişkilerii, Batareddy vd. (2012) Japoya ve Amerika Birleşik Devletleri ile Asya daki gelişmekte ola piyasaları ilişkilerii, Batte vd. (2015) Asya piyasalarıı ilişkilerii ve Paramati vd (2016) Avustralya ve Asya piyasalarıı, icelemişlerdir. Türkiye i de dahil olduğu gelişmekte ola piyasaları birbirleri ile ilişkileri üzerie gerçekleştirilmiş ola çalışmalarda bazıları ise şulardır;, Karğı (2008) Borsa İstabul ile 9 Avrupa, 4 Amerika ve 8 Asya/Pasifik ülkesii temsil edecek şekilde 21 sermaye piyasası arasıdaki ilişkileri icelemiş ve Türkiye i Brezilya, Meksika ve Mısır dışıdaki piyasalarla arasıda uzu döemli bir eşbütüleşme ilişkisi olmadığı soucua ulaşmış, Korkmaz vd. (2009), Türk hisse seedi piyasası ile gelişmiş ve gelişmekte ola hisse seedi piyasaları arasıdaki ilişkileri icelemek içi gerçekleştirdiği Gregory-Hase eşbütüleşme ve Zivot-Adrevs aalizleride Borsa İstabul u yirmibir gelişmekte ola ülke ve oaltı gelişmiş ülke piyasası ile eşbütüleşme içide olduğu soucua ulaşmışlardır, Gözbaşı (2010) Borsa İstabul ile Brezilya, Meksika, Arjati, Malezya, Hidista, Mısır ve Macarista sermaye piyasaları arasıdaki ilişkileri icelemiştir. Gerçekleştirdiği çalışma eticeside Borsa İstabul u Mısır, Brezilya ve Hidista borsaları ile uzu döemli bir ilişki içide olduğuu, ayrıca bu ülkeler ve ilavete Macarista ve Meksika borsaları ile de kısa döemli etkileşim içide olduğuu bulmuştur. Bozoklu ve Saydam (2010), Türkiye ile BRİCK ülkeleri arasıdaki eşbütüleşmeyi icelemişler, çalışma eticeside tüm ülkeleri birbirleri ile uzu döemde eşbütüleşik oldukları bu edele uzu vadede çeşitledirme imkaı ile kar elde etme imkaı olmadığı soucua ulaşmışlardır, Boztosu ve Çelik (2011) BİST 100 ile o Avrupa borsası arasıdaki uzu döemli ilişkileri Johase-Juselius eşbütüleşme testi ile aaliz etmiş, BİST 100 ü Belçika, Hollada, Norveç ve Almaya borsaları ile eşbütüleşme ilişkisi içeriside olduğu, İspaya, Frasa, İsveç, Avusturya ve İsviçre ile herhagi bir eşbütüleşme ilişkisi olmadığı soucua ulaşmıştır, Beli (2014), Türkiye ile bazı gelişmekte ola ülke piyasaları arasıdaki uzu döemli ilişki Johase eşbütüleşme testi ile icelemiş, Türkiye ile Kolombiya ve Meksika borsaları arasıda uzu döemde eşbütüleşmeye rastlaırke, Türkiye ile diğer ülkeler arasıda uzu döemli bir ilişkiye rastlamamıştır, Akel (2015) kırılga beşli olarak adladırıla Brezilya, Edoezya, Türkiye, Güey Afrika ve Hidista arasıdaki ilişkileri Johase eşbütüleşme ve Grager edesellik testleri ile aaliz ederke, bu ülkeler arasıda uzu ve kısa döemde hem eşbütüleşme hem de edesellik ilişkisii varlığıı tespit etmiştir. Topallı (2016) Türkiye ile Brezilya, Çi, Arjati, Hidista, Güey Kore ve Çi arasıdaki ilişkileri pael eşbütüleşme ve Emirmahmutoğlu ve Köse ve Dumitrescu ve Hurli edesellik testleri ile aaliz etmiş, aalizler eticeside seriler arasıda uzu döemde eşbütüleşme ve edesellik ilişkileri olduğu soucua ulaşmıştır Birim Kök Testleri ARMA tahmilerii arkasıda var ola teori durağa zama serileri üzerie kurulmuştur. Eğer seriye ait ortalama veya özdeğişim (otokovaryas) zamaa bağlı değilse serii durağa olduğu (birim kök içermediği) söyleir. Zama serileride durağalığı tespitide e yaygı kullaıla testler Augmeted Dickey- Fuller (ADF) ve Philips-Perro birim kök testleridir (Güveek vd. 2010). ADF (Geişletilmiş Dickey Fuller) Birim Kök Testi İcelee serileri birim kök içerip içermediklerii tespit edebilmek amacıyla ilk olarak Joes (1995) de öerile şekliyle aşağıda deklemi verile ADF birim kök testi uygulamıştır; Δ Y t = α 0 +α 1 t+δy t-1 + N i=1 ψiδy t-1 + ε t Δ birici derecede fark operatörüü, ε t, hata (beyaz gürültü) terimii, t zama tredii α determiistik tredi, N bağımlı değişkei gecikme sayısıı ve Y ise icelee serileri

5 3490 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), göstermektedir. Test δ parametresii tahmi edilerek ou t istatistiğii soucua dayamaktadır. ADF testi, deklemdeki terimleri ilave farklarıı eklemesi gerekliliği problemi edeiyle serbestlik dereceside kayba ede olarak test sürecii gücüde bir azalmaya ede olmaktadır. Bu edele ADF yi destekleyici ve ayı zamada da tamamlayıcı bir test ola PP testii uygulaması uygulaa birim kök testlerii gücüü artıracaktır. PP testi otokorelasyou bilimeye şekillerii ve hata terimlerii şartlı değişe varyasıı dikkate alarak seriler arası ilişkide parametrik olmaya bir düzeltme kullaır (Güveek vd. 2010). Philips-Perro (PP) Birim Kök Testi PP testide ise Perro tarafıda öerilmiş ola ADF ye düzeltme faktörü eklemesi şeklide bir yötemle test istatistiklerii asomptatik dağılımları üzeride serisel ilişkileri etkilerii yok etmek maksadıyla istatistikleri döüştürür (Güveek vd. 2010). PP birim kök testi aşağıdaki şekilde formüle edilir ((Philips ve Perro (1988) Toru (2015)) ; y t = μ + α y t-1 + u t y t = μ +β (t- 1 2 T)+α y t-1 + u t Deklemlerde gözlem sayısı T ile hata terimlerideki dağılım u t ile gösterilmekte olup hata terimlerie ait beklee değer (E(u)=0) dır. Zivot-Adrews (ZA) Birim Kök Testi Aaliz kapsamıda icelee serilerde herhagi bir yapılsa değişiklik mevcutsa, buları dikkate almak ve gerçekleştirilecek aalizleri oa göre düzelemek gerekmektedir. Bu amaçla icelee serilerde yapılsal kırılma olup olmadığıı içsel olarak belirleye Zivot-Adrews biri kök testi uygulamıştır. Zivot Adrews (1992), Perro (1989) u uyguladığı testteki kırılmaı dışsal olarak bilidiğii varsaydığıı ve buu kırılmaları içsel olarak da bilimesi gerektiği belirterek yei bir birim kök testi geliştirmişlerdir. Geliştirilmiş ola ZA birim kök testide serilerde olabilecek her bir kırılma içi ayrı ayrı kırılma oktası tespit edilmekte ve bular içi t- istatistiği hesaplamaktadır. ZA testide üç farklı model mevcuttur. Bu koudaki ilk model ortalama kırılmayı ikici model treddeki kırılmayı ve üçücü model de her ikisii birlikte göstermektedir. Ortalama Kırılma y t = µ+αy t-1 + βt +θ 1 DU t (λ) + k j=1 dj y t-j + ε t Tredde kırılma y t = µ+αy t-1 + βt +γ 1 DT t (λ) + k j=1 dj y t-j + ε t Hem ortalamada hem tredde kırılma y t = µ+αy t-1 + βt + θ 1 DU t (λ) + γ 1 DT t (λ) + k j=1 dj y t-j + ε t Formüllerde fark operatörüü, ε t ormal dağılımlı hata terimii, t zamaı, y t-j hata terimideki otokorelasyou berteraf edilmesi maksadıyla eşitliğe eklemiştir. Deklemlerde y t-1 e ait katsayıı istaitstiksel olarak alamlılığıa bağlı olarak durağalığı (birim kökü) varlığı kabul veya reddedilir. Hesaplaa eticeside elde edilecek ola t değerii elde edilecek ZA kiritik

6 3491 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), değeride daha büyük olması durumuda Ho reddedilerek serileri durağa olduğu soucua ulaşılır. ZA birim kök testleride uygulamada daha fazla tercih edile ve hem ortalamayı hem de tredi birlikte dikkate ala so metod bu çalışmada da tercih edilmiştir. CUSUM Yapılsa Kırılma Testi Cusum testi iceleme kapsamıdaki serileri sahip olduğu katsayıları yapısal olarak sürekliliğii test eder. Katsayılarda herhagi bir değişiklik olması durumuda buları tespitii yapar. Serilerde oluşturula regresyo modelie ait katsayıları istikrarıı bozulduğu okta yapılsa kırılma oktası olarak adladırılır. Cusum testide, birbirii izleye artıklarda çizile grafiği, 0,05 hata payı ile belirlee kritik batlarıı dışıa çıkıp çıkmadığı kotrol edilir. Grafiği batları dışıa çıkması yapılsa kırılmaı olduğu, batları dışıa çıkmaması ise yapısal kırılmaı olmadığı soucua götürür. Cusum testi ilk kez Brow, Durbi ve Evas (1975) tarafıda öerilmiştir. Test tekrarlamalı atıkları maksimum kısmi toplamları üzerie kurulmuştur. Başka bir ifadeyle, k regresörler ile doğrusal regresyo içi; aşağıdaki şekilde taımlaır; yt = x t β + u t CUSUM = r max t=k+1 ṽt / k+1<r T σ T k (1+2r k T k ) Deklemde σ 2, u t varyasıı tutarlı tahmii ve ṽt ler aşağıda taımladığı gibi yielemeli atıklardır; ṽt = (y t = x t β t-1 ) / f t f t = (1+x t (x t-1 X t-1 )x t ) 1/2 deklemde X t-1 t-1 zamaıa kadar regresör üzerideki gözlemleri içerir ve β t-1 ise t-1 zamaıa kadarki verileri kullaarak β ı OLS tahmiii ifade eder. CUSUM testii limit dağılımı, ağırlıklı Weier sürecii maksimumu olarak ifade edilebilir. CUSUM sup W(r) 0 r 1 1+2r Deklemde W(r) birim Wieer süreci (0,1) üzeride taımlaır (Se 1982). Johase Eşbütüleşme Testi Johase eşbütüleşme testi, ilk kez Egle ve Grager (1987) tarafıda ortaya atılmış, ardıda Johase (1988) ve sorasıda da Johase ve Juselius (1990) tarafıda geliştirilmiş bir testtir. Test bir değişkei kedisii ve gecikmeli değerlerii var olduğu VAR aalizi temelie dayaır. Başka bir ifade ile açıklayıcı değişke sayısı birde fazla olduğuda bular arasıda var ola birde fazla açıklayıcı değişkee ait ilişkileri mükemel biçimde tespit edebilmektedir. Johase e göre eşbütüleşme testi gerçekleştirebilmek içi serileri tamamıı ayı düzeyde durağa olması da gerekmektedir (Yıldırım ve Özca, 2011). Johase yaklaşımı p. derecede bir vektör otoregresif süreç ele alıarak açıklaabilir (Doğa vd. 2016); Y t = A 1 Y t A p Y t-p + BX t +Ɛ t

7 3492 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), Y t ile ifade edile düzey değerde birim kök bulua I(I) değişkelerie ait k vektörüü, X t, ile ifade edile ise determiistik değişkeleri bir d vektörüü, Ɛ t ile ifade edile ise yeilik vektörüü temsil etmektedir. Üstte yer ala modeli birici farkıı alırsak; p 1 Y t = πy t-1 + i=1 τi y t-i + BX t + Ɛ t p p Π= i=1 Ai I ve τ i = - i=i+1 Aj Deklemde eşbütüleşme hipotezi, π matrisii idirgemiş bir mertebesi olarak taımlamakta ve π=αβ şeklide gösterilmektedir. α ve β (krx) boyutlu ve mertebesi τ ola bir çift matrisi ifade etmektedir. Τ,eşbütüleşme sayısıı, β değişkeleri dege ilişkileri içide uzu döemli eşbütüleşme vektörüü, α; hata düzeltme modelide uyarlama hızıı göstermektedir (Doğa, vd. 2016). Vektör Hata Düzeltme/Grager Nedesellik Testi Egle ve Grager (1987), icelee seriler arasıda uzu döemli bir eşbütüleşme tespit edilirse bu serileri arasıda e azıda tek yölü bir edesellik ilişkisi olacağı içi bu ilişkii yöüü tespit edebilmek içi vektör hata düzeltme modeli kullaılabileceğii belirtirlerke, VAR yapısıda olabilecek edeselliği e yölü olduğuu tespit edebilmek maksadıyla vektör hata düzeltme modelie hata düzeltme terimlerii eklemesi gerekmektedir (Akel, 2015). Vertör hata düzeltme modelide Y ve T olmak üzere iki değişke olduğuu varsaydığımızda deklemler aşağıdaki şekilde oluşturulacaktır. Y t = α 1 +β 1 ECT t-1 + i=1 ϒ yi Y t-i + i=1 δ yi T t-i + i=1 λ yi E t-i + Ɛ et T t = α 1 +β 2 ECT t-1 + i=1 ϒ ui Y t-i + i=1 δ ui T t-i + i=1 λui E t-i + Ɛ et Yukarda belirtilmiş ola deklemlerde yer ala bağımlı değişke üzerideki katsayıları alamlılığı test edilmek suretiyle edesellik ilişkisi belirlemektedir. Verilmiş ola formüller üzeride iki çeşit edesellik testi kullaılmıştır (Özdemir ve Öksüzler, 2006). İlk olarak Grager zayıf edesellik testi aalizi Wald testi ile gerçekleştirilmektedir. Kısa döem edesellik etkisi uzu sürmeye kısa döemli bit etkidir (Asafu-Adjeye, 2000). Bu aalizde yer ala bağımlı değişkeler yalız kısa süreli şoklara cevap verebilmektedir. İkici olarak ise iki farklı edesellik verisiii beraberce öemli olup olmadığı test edilecektir. Deklemlerde 1 = yi = 0 ve 2 = ui = 0 hipotezleri F testleri vasıtasıyla test edilmektedir, bu şekilde de uzu döemdeli edeselliğe bakılarak, so derece güçlü olarak kabul edile, grager edesellik testi gerçekleştirilmiş olmaktadır. 3. ANALİZ VE BULGULAR Bu çalışma MSCI Gelişmekte ola piyasalar edekside yer ala 12 gelişmekte ola (Türkiye, Rusya, Çi, Hidista, Malezya, Tayva, Taylad, Poloya, Çekya, Macarista, Brezilya ve Kore) piyasaya ait edeksleri içermektedir. Veriler Bloomberg de alımıştır. Çalışma kapsamıda icelee hisse seedi piyasaları Tablo 1. de verilmiştir. Serileri iceleme döemi Temmuz Hazira 2017 arasıdır. Tüm serileri testlere tabi tutulmada öce logaritmaları alımıştır. Serileri logaritmalarıı alıma sebebi düzeyde üstel büyüme göstere serii logaritmasıı alıması durumuda büyümei lieer hale döüşmesi ve varyası stabilize olması ile aykırı gözlem etkisii azalmasıdır (Türe ve Akdi, 2005; Ayvaz Kızılgöl, 2011).

8 3493 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), Tablo 1. İcelee Ülkeler ve Hisse Seedi Piyasaları No Ülke* Hisse Seedi Piyasası* 1 Türkiye BİST 2 Brezilya BOVESPA 3 Rusya RDX 4 Poloya WIG 5 Macarista BUX 6 Çekya PX 7 Hidista BSE SENSEX 8 Tayva TSEC 9 Taylad SET 10 Çi SHCOMP 11 Kore KOSPI 12 Malezya FBMEMAS *Listeye yer ala ülke ve hisse seedi piyasaları MSCI Gelişmekte ola piyasalar listeside alımıştır. Tablo 1. de yer ala borsalara ait aylık kapaış değerleri Amerika Doları Ciside hesaplaa hisse fiyatlarıa ait edeks değerlerdir. Bu tür çalışmalarda aylık veri kullaımı piyasalar arası etkileşimi daha iyi kapsaması edeiyle gülük verilere göre tercih edilmektedir (Philippatos vd. 1983, Maysami ve Koh, 2000). Çalışmada verileri aalizide E-views 9 istatistik paket programı kullaılmıştır. İceleme kapsamıda yer ala 12 ülkeye ait serilere uygulaması plalaa eşbütüleşme ve edesellik testleri içi logaritmaları alımış serileri durağa (birim kök içerip içermedikleri) olup olmadıklarıı kotrol edilebilmesi maksadıyla ADF ve PP birim kök testleri uygulamıştır. Uygulaa testler eticeside tüm serileri 1. Farklarıda durağa olduğu tespit edilmiştir. Serileri 1. Farkları alıdıkta sora tekrar ADF ve PP birim kök testleri yapılmış ve tüm serileri düzeyde durağa olduğu alaşılmıştır. Souçlar Tablo 2. de verilmiştir. Tablo 2. ADF ve PP Birim Kök Testi Souçları ADF PP Turkiye -13,29138 (0,0000) -13,29289 (0,0000) Tayva -10,93686 (0,0000) -10,93686 (0,0000) Taylad -12,17554 (0,0000) -12,42683 (0,0000) Rusya -8, (0,0000) -14,69225 (0,0000) Poloya -11,20350 (0,0000) -11,46328 (0,0000) Malezya -11,63957 (0,0000) -11,84822 (0,0000) Macarista -11,09351 (0,0000) -11, (0,0000) Kore -13,09412 (0,0000) -13,10094 (0,0000) Hidista -11,91115 (0,0000) -11,99417 (0,0000) Çi -12,38797 (0,0000) -12,74793 (0,0000) Çekya -11,25154 (0,0000) -11,34359 (0,0000) Brezilya -12,30375 (0,0000) -12,30739 (0,0000) Gerçekleştirilmiş ola ADF ve PP birim kök testleri soucuda 1. Farkları alıa tüm serileri düzeyde durağa olduğuu saptamasıda sora yapısal kırılmaı varlığıı test edebilmek maksadıyla Zivot-Adrews birim kök testi uygulamıştır. Zivot-Adrews birim kök testi seriler üzeride birim kökü etkili olup olmadığıı göstererek kırılma döemlerii içsel olarak

9 3494 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), belirler (Şalısoy ve Kök, 2010). Gerçekleştirile test souçları Tablo 3. de verilmiştir. Tablo 3. souçlarıa göre Çi hariç gelişmekte ola piyasalarda %1 alamlılık düzeyide, Çi de de %10 alamlılık düzeyide birim kök olmadığı soucua varılmaktadır. Elde edilmiş ola souç tespit edilmiş ola yapısal kırılmaları kalıcı olmadığıı göstermektedir. Tablo 3. Zivot-Adrews Yapısal Kırılmalı Birim Kök Testi Değişkeler Zivot - Adrews Kritik Değerler t-test İstatistiği Kırılma Döemi 1% -5,34 Turkiye -7,290 (0,01) 09 / % -4,93 Tayva -11,255 (0,02) 03 / % -4,58 Taylad -5,783 (0,00) 04 / 2009 Rusya -8,594 (0,04) 03 / 2009 Poloya -5,341 (0,01 08 / 2007 Malezya -6,897 (0,02) 05 / 2009 Macarista -7,224 (0,02) 08 / 2007 Kore -7,447 (0,03) 12 / 2007 Hidista -12,369 (0,01) 02 / 2008 Çi -4,734 (0,01) 11 / 2007 Çekya -5,566 (0,01) 04 / 2009 Brezilya -12,719 (0,04) 06 / 2008 İcelee serilerde yapısal bir değişikliği olup olmadığıı tespit edilebilmesi maksadıyla CUSUM testi uygulamıştır. Cusum testii uygulamasıı temel edei bu aşamada sora oluşturulacak ola eşbütüleşme tahmi modelide kararlılığı sürekli olup olmadığıı kotrolüdür. Şayet Cusum testi soucuda elde edilecek grafik 0,05 hata payı ile sıırları dışıa çıkmamışsa, yapısal kırılma veya öemli bir yapısal değişim yaşamadığı dolayısıyla da eşbütüleşme testii güvele uygulaabileceği alamıa gelmektedir. Grafik 1. de elde edile souçlar 0,05 hata payı ile herhagi bir yapısal kırılma olmadığıı göstermektedir CUSUM 5% Sigificace Grafik 1. CUSUM Testi Soucu

10 3495 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), Çalışmaı bu bölümüde Johase eşbütüleşme testi ile uzu döemde yüksele piyasalar arasıda herhagi bir bütüleşme olup olmadığı test edilecektir. Bu amaçla öcelikle gecikme uzuluğuu buluması gerekmektedir. Gerçekleştirilecek ola eşbütüleşme aalizi öceside gecikme uzuluğuu tespit edilebilmesi maksadıyla farklı kriterler çerçeveside elde edile gecikme uzulukları Tablo.4 te verilmiştir. Tabloda tüm kriterleri miimum yapa değeri 0 olduğu yai düzey değerdeki gecikmei serileri birbirleride alık etkilediklerii ve herhagi bir gecikme yaşamadığıı gösterdiğii söyleyebiliriz. Tablo 4. Gecikme Uzuluğu Belirleme Kriterleri Gecikme FPE AIC SC HQ e-32* * * * e , , , e , , , e , , , e , , , e , , , e , , , e , , , e , , ,00 FPE, Nihai tahmi hatası, AIC; Akaike Bilgi Kriteri, SC; Schwartz Bilgi Kriteri, HQ; Haa-Qui Bilgi Kriterii temsil etmektedir. İceleme kapsamıda yer ala 12 ülkeye ait seriler Johase eşbütüleşme testi ile aaliz edilmiştir. Aaliz souçları Tablo 5. de gösterilmektedir. Tabloada gösterilmiş ola İz değerlerii tamamı ile özdeğerlerde 7 taesi kritik değerde büyüktür ve %5 alamlılık düzeyide 19 adet eşbütüleşme vektörü bulumaktadır. Buu alamı icelee hisse piyasaları arasıda uzu döemli eşbütüleşme ilişkisi mevcuttur. Uzu döemli eşbütüleşmei varlığı, aaliz kapsamıda yer ala piyasaları uzu döemde degeye geldiği ve yatırımcılar açısıda uzu döemde herhagi bir çeşitledirme fırsatı sumadığı alamıa gelmektedir. Bu edele piyasalar arasıda olası çeşitledirme imkalarıı başka bir açıda değerledirebilmek maksadıyla edesellik ilişkileri icelemiştir. Tablo 5. Johase Eşütüleşme Testi Trace (İz) Değer Souçları Hipotezdeki Vektör Sayısı Eigevalue (Özdeğer) Trace (İz Değeri) 0,05 Critical (Kritik Değer) Prob. (Olasılık) Yok* ,60 334, E çok 1* ,60 285, E çok 2* ,93 239, E çok 3* ,39 197, E çok 4* ,76 159, E çok 5* ,48 125, E çok 6* ,76 95, E çok 7* ,64 69, E çok 8* ,58 47, E çok 9* ,11 29, E çok 10* ,81 15, E çok 11* ,71 3, *uzu döemli ilişki %1 alamlılık düzeyide mevcuttur.

11 3496 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), Tablo 6. Johase Eşbütüleşme Testi Max-Eige (Max. özdeğer) Souçları 0,05 Critical Hipotezdeki Eigevalue Max-Eige Prob. (Kritik Vektör Sayısı (Özdeğer) (Maksimum Özdeğer) (Olasılık) Değer) Yok* , E çok 1* ,68 70, E çok 2* ,54 64, E çok ,62 58, E çok 4* ,29 52, E çok ,72 46, E çok ,13 40, E çok ,05 33, E çok 8* ,48 27, E çok 9* ,3 21, E çok 10* ,1 14, E çok 11* ,71 3, *uzu döemli ilişki %1 alamlılık düzeyide mevcuttur. Çalışmaı bu aşamasıda Egle ad Grager (1987) tarafıda öerile Vektör Hata Düzeltme Modeli (VECM) modeli uygulamıştır. Grager (1988), gerçekleştirile eşbütüleşme testi soucuda serileri eşbütüleşik çıkması durumuda seriler arası kısa döemli ilişkileri Vektör Hata Düzeltme Modeli ile test edilebileceğii belirtmiştir. VECM modelide elde edile souçları alamlı olabilmesi içi egatif ve istatistiksel olarak alamlı olması gerekmektedir. (ECM t-1 ) değerie ait katsayı egatif çıkarsa kısa döemli degesizlikler uzu döemde düzelmiş, katsayı pozitif çıkarsa kısa döemli degesizlikler uzu döemde değişmemiş alamıa gelmektedir. Bu yötemde bağımlı ve bağımsız değişkelerdeki değişimleri hata düzeltme katsayısıı gecikmeli bir foksiyou olarak şu şekilde gösterebiliriz Akel (2015); ΔBIST t = α 1 + i=1 α101 ΔBIST t-1 + i=1 α102 ΔTWSE t-i + i=1 α103 ΔSET t-i + i=1 α104 ΔRDX t-i + i=1 α105 ΔFTSE t-i + i=1 α106 ΔWIG t-i + i=1 α107 ΔBUX t-i + i=1 α108 ΔKOSPI t-i + i=1 α109 ΔSENSEX t-i + i=1 α110 ΔSHCOMP t-i + i=1 α111 ΔPX t-i + i=1 α112 ΔIBOV t-i +ψ 1 ECM t-1 + є 1t ΔTWSE t = α 2 + i=1 α201 ΔTWSE t-1 + i=1 α202 ΔBIST t-i + i=1 α203 ΔSET t-i + i=1 α204 ΔRDX t-i + i=1 α205 ΔFTSE t-i + i=1 α206 ΔWIG t-i + i=1 α207 ΔBUX t-i + i=1 α208 ΔKOSPI t-i + i=1 α209 ΔSENSEX t-i + i=1 α210 ΔSHCOMP t-i + i=1 α211 ΔPX t-i + i=1 α212 ΔIBOV t-i +ψ 2 ECM t-1 + є 2t ΔSET t = α 3 + i=1 α301 ΔSET t-1 + i=1 α302 ΔBIST t-i + i=1 α303 ΔTWSE t-i + i=1 α304 ΔRDX t-i + i=1 α305 ΔFTSE t-i + i=1 α306 ΔWIG t-i + i=1 α307 ΔBUX t-i + i=1 α308 ΔKOSPI t-i + i=1 α309 ΔSENSEX t-i + i=1 α310 ΔSHCOMP t-i + i=1 α311 ΔPX t-i + i=1 α312 ΔIBOV t-i +ψ 3 ECM t-1 + є 3t ΔRDX t = α 4 + i=1 α401 ΔRDX t-1 + i=1 α402 ΔBIST t-i + i=1 α403 ΔTWSE t-i + i=1 α404 ΔSET t-i + i=1 α405 ΔFTSE t-i + i=1 α406 ΔWIG t-i + i=1 α407 ΔBUX t-i + i=1 α408 ΔKOSPI t-i + i=1 α409 ΔSENSEX t-i + i=1 α410 ΔSHCOMP t-i + i=1 α411 ΔPX t-i + i=1 α412 ΔIBOV t-i +ψ4 ECM t-1 + є 4t ΔFTSE t = α 5 + i=1 α501 ΔFTSE t-1 + i=1 α502 ΔBIST t-i + i=1 α503 ΔTWSE t-i + i=1 α504 ΔSET t-i + i=1 α505 ΔRTX t-i + i=1 α506 ΔWIG t-i + i=1 α507 ΔBUX t-i + i=1 α508 ΔKOSPI t-i + i=1 α509 ΔSENSEX t-i + i=1 α510 ΔSHCOMP t-i + i=1 α511 ΔPX t-i + i=1 α512 ΔIBOV t-i +ψ5 ECM t-1 + є 5t ΔWIG t = α 6 + i=1 α601 ΔWIG t-1 + i=1 α602 ΔBIST t-i + i=1 α603 ΔTWSE t-i + i=1 α604 ΔSET t-i + i=1 α605 ΔRTX t-i + i=1 α606 ΔFTSE t-i + i=1 α607 ΔBUX t-i + i=1 α608 ΔKOSPI t-i + i=1 α609 ΔSENSEX t-i + i=1 α610 ΔSHCOMP t-i + i=1 α611 ΔPX t-i + i=1 α612 ΔIBOV t-i +ψ6 ECM t-1 + є 6t

12 3497 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), ΔBUX t = α 7 + i=1 α701 ΔBUX t-1 + i=1 α702 ΔBIST t-i + i=1 α703 ΔTWSE t-i + i=1 α704 ΔSET t-i + i=1 α705 ΔRTX t-i + i=1 α706 ΔFTSE t-i + i=1 α707 ΔWIG t-i + i=1 α708 ΔKOSPI t-i + i=1 α709 ΔSENSEX t-i + i=1 α710 ΔSHCOMP t-i + i=1 α711 ΔPX t-i + i=1 α712 ΔIBOV t-i +ψ7 ECM t-1 + є 7t ΔKOSPI t = α 8 + i=1 α801 ΔKOSPI t-1 + i=1 α802 ΔBIST t-i + i=1 α803 ΔTWSE t-i + i=1 α804 ΔSET t- i+ i=1 α805 ΔRTX t-i + i=1 α806 ΔFTSE t-i + i=1 α807 ΔWIG t-i + i=1 α808 ΔBUX t-i + i=1 α809 ΔSENSEX t-i + i=1 α810 ΔSHCOMP t-i + i=1 α811 ΔPX t-i + i=1 α812 ΔIBOV t-i +ψ8 ECM t-1 + є 8t ΔSENSEX t = α 9 + i=1 α901 ΔSENSEX t-1 + i=1 α902 ΔBIST t-i + i=1 α903 ΔTWSE t-i + i=1 α904 ΔSET t-i + i=1 α905 ΔRTX t-i + i=1 α906 ΔFTSE t-i + i=1 α907 ΔWIG t-i + i=1 α908 ΔBUX t-i + i=1 α909 ΔKOSPI t-i + i=1 α910 ΔSHCOMP t-i + i=1 α911 ΔPX t-i + i=1 α912 ΔIBOV t-i +ψ9 ECM t-1 + є 9t ΔSHCOMP t = α 10 + i=1 α1001 ΔSHCOMP t-1 + i=1 α1002 ΔBIST t-i + i=1 α1003 ΔTWSE t-i + i=1 α1004 ΔSET t-i + i=1 α1005 ΔRTX t-i + i=1 α1006 ΔFTSE t-i + i=1 α1007 ΔWIG t-i + i=1 α1008 ΔBUX t-i + i=1 α1009 ΔKOSPI t-i + i=1 α1010 ΔSENSEX t-i + i=1 α1011 ΔPX t-i + i=1 α1012 ΔIBOV t- i+ψ10 ECM t-1 + є 10t ΔPX t = α 11 + i=1 α1101 ΔPX t-1 + i=1 α1102 ΔBIST t-i + i=1 α1103 ΔTWSE t-i + i=1 α1104 ΔSET t-i + i=1 α1105 ΔRTX t-i + i=1 α1106 ΔFTSE t-i + i=1 α1107 ΔWIG t-i + i=1 α1108 ΔBUX t-i + i=1 α1109 ΔKOSPI t-i + i=1 α1110 ΔSENSEX t-i + i=1 α1111 ΔSHCOMP t-i + i=1 α1112 ΔIBOV t-i +ψ11 ECM t-1 + є 11t ΔIBOV t = α 12 + i=1 α1201 ΔIBOV t-1 + i=1 α1202 ΔBIST t-i + i=1 α1203 ΔTWSE t-i + i=1 α1204 ΔSET t-i + i=1 α1205 ΔRTX t-i + i=1 α1206 ΔFTSE t-i + i=1 α1207 ΔWIG t-i + i=1 α1208 ΔBUX t-i + i=1 α1209 ΔKOSPI t-i + i=1 α1210 ΔSENSEX t-i + i=1 α1211 ΔSHCOMP t-i + i=1 α1212 ΔPX t-i +ψ12 ECM t-1 + є 12t Üstte verilmiş ola formüllerde yer ala değişkeleri optimum gecikme uzulukları Akaike Bilgi Kriteri e göre belirleir. VECM e göre olası edeselliği ede kayakladığıı tespiti amacıyla Wald testi ile bir döem gecikmeli hata düzeltme terim katsayısıa uygulaa t testie bakılmalıdır (Akel, 2015). Uygulaa Wald testi eticeside elde edilecek F testi soucuu alamlı çıkması kısa döemli ilişkii varlığıa işaret etmektedir. Hata düzeltme terimlerie ait katsayılar ise t testie göre alamlı çıkarsa uzu döem edesellik var demektir. t testi değeri ile hata düzeltme katsayılarıı (ψ 1 ) alamlılığı test edilir ve bu şekilde sistemi kısa döemli şoklarda sora uzu döemde tekrar degeye gelip gelmediği alaşılır. Tablo 7. de verilmiş ola edesellik aalizi eticeside Türkiye ile Taylad, Poloya ve Brezilya borsaları arasıda maksimum %5 güve düzeyide istatistiki olarak alamı iki yölü bir edesellik ilişkisi vardır. Diğer yada Rusya ı Türkiye üzeride %1 alamlılık düzeyide etkisi varke, Türkiye i Tayva a %10 alamlılık düzeyide bir etkisi bulumuştur. Gerçekleştirilmiş ola aalizlere ilişki uygulaa ve tablou souda gösterilmiş ola diagostik testlerde herhagi bir diagostik hata olmadığı görülmektedir. Kurulmuş modelde yer ala hata düzeltme katsayısı ECM t-1 de Türkiye, Tayva, Taylad, Poloya, Macarista, Kore, ve Brezilya içi alamlı çıkmıştır. ECM t-1 katsayısıı egatif ve ayı zamada alamlı olması, uzu döemde kısa döem içi oluşa sapmaları ortada kalktığıı göstermesi alamıa gelmektedir. Türkiye içi baktığımızda aylık olarak meydaa gele sapmaları her döemde yaklaşık % 2,8 lik kısmıı düzelerek, (1 / 0,028) = 35 ay sora tekrar degeye geldiği alamıı taşımaktadır.

13 3498 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), Bağımlı Değişkeler ΔBIST (Turkiye) ΔTWSE (Tayva) ΔSET (Taylad) Tablo 7. Vektör Hata Düzeltme/Grager Nedesellik Testi Souçları ΔBIST (Turkiye) ΔTWSE (Tayva) ΔSET (Taylad) ΔRDX (Rus) Bağımsız Değişkeler X 2 -İstatistiğii Gecikmeli 1. farkı Kısa Döem ΔFTSE (Malezya) ΔWIG (Poloya) ΔBUX (Macar) ΔKOSPI (Kore) ΔSENSEX (Hidist) ΔSHCOMP (Çi) ΔPX (Çekya) ΔIBOV (Brezilya) Uzu Döem ECM t-1 (t-rasyosu) 3, ,628944** 10,28602* 4, ,76937* 2, , , , , ,622243** ** -- (0.1394) (0.0220) (0.0058) (0.1099) (0.0046) (0.2499) (0.6521) (0.8491) (0.1995) (0.4782) (0.0134) ( ) 6, ** 7,72865** 10,48414* 12,74088* 11,41961* 6,218485** 3, , , , , ** (0.0377) -- (0.0210) (0.0053) (0.0017) (0.0033) (0.0446) (0.1606) (0.8294) (0.2372) (0.2966) (0.2099) ( ) 5,51102*** 2, ,27641* 1,4594 4,928585* 3,2621 0,5935 2,0356 7,807244** 0,5370 1, ** (0.0636) (0.2822) -- (0.0013) (0.4821) (0.0851) (0.1957) (0.7432) (0.3614) (0.0202) (0.7645) (0.5085) ( ) ΔRDX (Rus) 16, , , , , , , , , , , (0.0002) (0.3262) (0.8176) -- (0.7040) (0.1400) (0.6252) (0.5217) (0.1119) (0.5648) (0.9828) (0.0494) ( ) ΔFTSE (Malezya) ΔWIG (Poloya) ΔBUX (Macar) ΔKOSPI (Kore) ΔSENSEX (Hidist) ΔSHCOMP (Çi) ΔPX (Çekya) ΔIBOV (Brezilya) 8, , , , , , , , , , , (0.0114) (0.7886) (0.2917) (0.0039) -- (0.2380) (0.1488) (0.7123) (0.0881) (0.8154) (0.5661) (0.5316) ( ) 4,759637*** 6,242363** 12,98117* 13,46462* 8,292271** 4,722526*** 1, ,227154*** 2, ,620506*** 1, ** (0.0926) (0.0441) (0.0015) (0.0012) (0.0158) -- (0.0943) (0.5299) (0.0733) (0.3214) (0.0602) (0.4881) ( ) 1, , , ,88352** 1, ,914221*** 0, , , , , ** (0.5237) (0.5766) (0.3210) (0.0320) (0.5281) (0.0520) -- (0.8676) (0.5522) (0.3774) (0.3417) (0.5420) ( ) 1, ,12389* 5,396143* 16,13032* 12,91256* 7,934257** 5,264334*** 0, ,247* 0, , ** (0.4284) (0.0023) (0.0673) (0.0003) (0.0016) (0.0189) (0.0719) -- (0.9387) (0.0022) (0.7993) (0.1819) ( ) 6, , , , , , , , , , , (0.0484) (0.7042) (0.0462) (0.0224) (0.1559) (0.1099) (0.1325) (0.5258) -- (0.0737) (0.7111) (0.8499) ( ) 0, , , , , , , , , , , (0.8339) (0.6356) (0.4970) (0.0095) (0.9049) (0.7495) (0.6540) (0.4854) (0.9599) -- (0.3606) (0.7841) ( ) 9, , , ,64877* 2, , , , , , , (0.0080) (0.9220) (0.0256) (0.0018) (0.3324) (0.1655) (0.3757) (0.4023) (0.5348) (0.1207) -- (0.2943) ( ) 7,577548** 5,943064*** 8,106623** 18,47493* 5,232087*** 9,927231* 8,014872** 3, , , , ** (0.0226) (0.0512) (0.0174) (0.0001) (0.0731) (0.0070) (0.0182) (0.2161) (0.1079) (0.1400) (0.4499) -- ( ) R Düzeltilmiş R F İstatistiği 7, , , , , , , , , , , , Olasılık (F-İst.) 0, , Durbi- Watso 2, , , , , , , , , , , , *%1 hata, **%5 hata, ***%10 hata 4. SONUÇ VE TARTIŞMA Bu çalışma ile Moder Portföy Teorisi kapsamıda, uluslararası yatırımcılar açısıda gelişmekte ola ülke borsalarıa yapılacak yatırımlarda çeşitledirme fırsatlarıı değerledirmesii yapılması amaçlamıştır. Bahsedile amacı gerçekleştirmeye yöelik olarak kullaıla serileri logaritmaları alıarak ADF ve PP birim kök testleri uygulamış seriler 1. Farklarıda durağa çıkmıştır. Buu üzerie serileri 1. Farkları alıarak tekrar ADF ve PP testlerie tabi tutulmuşlar, elde edile souçlar düzeyde durağa hale gelmiştir. Seriler arası eşbütüleşme testlerii gerçekleştirilebilmesi içi yapısal kırılma olmaması gerekliliği edeiyle logaritmaları ve 1. Farkları alımış serilere Zwot-Adrews yapısal kırılmalı birim kök testi ve ardıda Cusum tek kırılmalı yapısal kırılma testleri uygulamıştır. Bu testleri souçları serilerde herhagi yapısal kırılma olmadığıı gösterdiği içi Johase eşbütüleşme testie geçilmiştir. Johase eşbütüleşme testi souda hem iz değeri hem de maksimum özdeğer açısıda, Korkmaz vd. (2009), Bozoklu ve Saydam (2010), Akel (2015) i çalışmalarıyla bezer itelikte uzu döemde tüm seriler eşbütüleşik çıkarke, Beli (2014) ü çalışmasıda elde ettiği Türk borsasıı sadece Kolombiya ve Meksika borsaları ile eşbütüleşik olduğu ve icelee diğer gelişmekte ola ülkelere ait borsalarla eşbütüleşme ilişkisi olmadığı soucuyla farklılık göstermiştir. Bu açıda iceleme kapsamıdaki

14 3499 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), gelişmekte ola ülke borsalarıı tamamı uzu döemli eşbütüleşik oldukları içi, uluslararası yatırımcılar açısıda herhagi bir çeşitledirme imkaı bulumamaktadır. Grager (1988) de belirtile, gerçekleştirile eşbütüleşme testi soucuda serileri eşbütüleşik çıkması durumuda seriler arası kısa döemli ilişkileri Vektör Hata Düzeltme Modeli ile test edilebileceği savıda hareketle Vektör Hata Düzeltme/Grager edesellik testi uygulamıştır. Öceki çalışmalarda; Gözbaşı, (2010), Türkiye ile Brezilya, Hidista ve Macarista arasıdaki çift yölü bir edesellik ilişkisii varlığıa işaret ederke Malezya ile herhagi bir edesellik bulumadığıı, Akel (2015) Türkiye ile Hidista ve Brezilya arasıda kısa döemli çift taraflı bir edesellik ilişkisii var olduğuu belirtmişlerdir. Bu çalışmada elde edile souçlar açısıda da Türkiye ile Taylad, Poloya ve Brezilya borsaları arasıda maksimum %5 güve düzeyide istatistiki olarak alamı iki yölü bir edesellik ilişkisi olduğu, diğer yada Rusya ı Türkiye üzeride %1 alamlılık düzeyide etkisi varke, Türkiye i Tayva a %10 alamlılık düzeyide bir etkisi olduğu soucua ulaşılmıştır. Elde edilmiş ola souçlar eticeside uluslararası portföy çeşitledirmesi yapmak isteye yatırımcılar açısıda her e kadar uzu döemli bir çeşitledirme imkaı yokuş gibi görülse de kısa döemde Türkiye iyi bir alteratif olarak görülmekte ve Taylad, Poloya ve Brezilya haricideki borsalara yatırım yapacaklar içi alteratif bir uluslararası çeşitledirme aracı olarak görülmektedir. Bu çalışma ile bir yada yapısal kırılmaya bakılırke diğer yada eşbütüleşme ve edesellik ilişkileri icelemiştir. İcelee periyot aylık verilerde oluşa 176 döemli ve yaklaşık 15 yıllık bir periyodu kapsamaktadır. Çalışmaı değişik aaliz tekikleri, haftalık veriler veya daha uzu bir zama sürecii kapsayacak şekilde farklılaştırılması elde edilecek souçları da farklılaşmasıa ede olabilecektir. Bu edele çalışma farklı tekikler, zama dilimleri veya ülkeler de dahil edilerek geişletilebilir. KAYNAKÇA AKEL, V.(2015), Kırılga Beşli Ülkelerii Hisse Seedi Piyasaları Arasıdaki Eşbütüleşme Aalizi, Uluslararası Yöetim İktisadı ve İşletme Dergisi, Cilt.11, Sayı.24. ALTINAY, Galip ve Karagöl, Erdal, (2005), Electricity Cosumptio ad Ecoomic Growth: Evidece From Turkey, Eergy Ecoomics, 27, ss ASAFU, J. ad Adjaye, (2000), The Relatioship betwee Eergy Cosumptio, Eergy Prices ad Ecoomic Growth: Time Series Evidece from Asia Developig Coutries, Eergy Ecoomics, vol. 22 (6), (2000), pp AYVAZ KIZILGÖL, Ö. (2011), Mevsimsel Eşbütüleşme Testi: Türkiye i Makroekoomik Verileriyle Bir Uygulama, Atatürk Üiversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt:25, Sayı;2. BATAREDDY, M., Gopalaswamy, A. K. ad Chia-Hsig Huag. (2012), The stability of log-ru relatioships: A study o Asia emergig ad developed stock markets (Japa ad US), Iteratioal Joural of Emergig Markets, Vol. 7, No. 1, pp BATTEN, J. A., Morga, P. ad Szilagyi, P. G. (2015), Time Varyig Asia Stock Market Itegratio,The Sigapore Ecoomic Review, Vol. 60, No. 1, pp BENLI, Keski (2014), Türkiye Borsası ı Gelişmekte Ola Ülkeler Borsaları ile Eşbütüleşme Aalizi, Yöetim ve Ekoomi Araştırmaları Dergisi, Sayı 23. BOZOKLU, Ş., ve Saydam İ.,M., (2010), BRİCK Ülkeleri ve Türkiye Arasıdaki Sermaye Piyasaları Etegrasyouu Parametrik ve Parametrik Olmaya Eşbütüleşme Testleri ile Aalizi, Maliye Dergisi, Sayı 159. BOZTOSUN, D., & Çelik, T. (2011), Türkiye Borsasıı Avrupa Borsaları ile Eşbütüleşme Aalizi, Süleyma Demirel Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 16(1), BROWN, R. L. Durbi J. ad Evas J. M. (19759, Techiques for testig the costacy of regressio relatioships over time, Joural of the Royal Statistical Society, B 37: , 1975

15 3500 Geyikçi, U. B. (2017). BİST ile yüksele piyasalara ait edeksler arasıdaki eş bütüleşme ve edeselliği test edilmesi; yatırımcılar açısıda çeşitledirme fırsatları. Joural of Huma Scieces, 14(4), CHEN, G.-M., M. Firth, O. Meg Rui (2002), Stock market likages: evidece from Lati America, J. Bak. Fiace 26 (6) CLICK, R.W.. Plummer M.G,(2005), Stock Market İtegratio i ASEAN After the Asia Fiacial Crisis, Joural of Asia Ecoomics 16 (1) CORHAY, A. Tourai Rad, J.-P. Urbai (1993), Commo stochastic treds i Europea stock markets Ecoom. Lett. 42 (4) DIAMANDIS, P.F. (2009), Iteratioal stock market likages: evidece from Lati America, Glob. Fiace J. 20 (1) DOĞAN, B., Eroğlu, Ö. & Değer, O. (2016), Eflasyo ve Faiz Oraı Arasıdaki Nedesellik İlişkisi: Türkiye Öreği, Çakırı Karateki Üiversitesi İİBF Dergisi, ENGLE, R.F ve Grager, C.W.J. (1987), Co-Itegratio ad Error Correctio: Represetatio, Estimatio, ad Testig, Ecoometrica, Vol.55, No.2, pp FRANCIS, B., ve Leachma, L., (1998), Superexogeeity ad the dyamic likages amog iteratioal equity markets, Joural of Iteratioal Moey ad Fiace 17, GÖZBAŞI, Our, (2010), İMKB İle Gelişmekte Ola Ülkeleri Hisse Seedi Piyasalarıı Etkileşimi: Eşbütüleşme ve Nedesellik Yaklaşımı, Erciyes Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, Sayı 35, ss GUPTA, R, Guidi, F., (2012), Coitegratio Relatioship ad Time Varyig Co-movemets Amog Idia ad Asia Developed Stock Markets, It. Rev. Fiac. Aal GÜVENEK B., Alpteki V., Çetikaya M:, (2010), Eflasyo ve Dolayli Vergilerde Elde Edile Gelirler Arasıdaki İlişkii VAR Yötemiyle Aalizi, Kamu-İş Dergisi, C..11, s.3. HASSAN, A., & Sallem, H. (2008), Log Ru Relatioship Betwee a Emergig Equity Markets ad Equity Markets of Developed Words A Empirical Aalysis of Karachi Stock Exchage, Iteratioal Research Joural of Fiace ad Ecoomics, 16(1), JANG, H., Sul, W.,(2003) The Asia Fiacial Crisis ad the Co-movemet of Asia Stock Markets, J. Asia Eco. 13 (1) JOHANSEN, S., (1988), Statistical Aalysis of Coitegratio Vectors, Joural of Ecoomic Dyamics ad Cotrol, 12, issue 2-3, p JOHANSEN, S., ve Juselius, K., (1990), Maximum Likelihood Estimatio ad Iferece o Coitegratio with Applicatios to the Demad for Moey, Oxford Bulleti of Ecoomics ad Statistics, Vol. 52, No. 2, pp JONES, C.I., (1995), Time Series Properties of Edogeous Growth Models, Quarterly Joural of Ecoomics, 110, KAMARALZAMAN, S & Samad, M. (2011), A Coitegratio Aalysis Betwee Malaysia ad Developed Markets, Iteratioal coferece o ecoomics ad busiess iformatio, 9. KARAN, M. B. (2013), Yatırım Aalizi ve Portföy Yöetimi, Gazi Yayıları, 4. Baskı, Akara. KARĞIN, M.,(2008), Hisse Seedi Piyasalarıda Eşbütüleşme Aalizi, Fias Politik & Ekoomik Yorumlar Dergisi, Cilt:45, Sayı:525. KHAN, Taimur A. (2011) "Coitegratio of Iteratioal Stock Markets: A Ivestigatio of Diversificatio Opportuities," Udergraduate Ecoomic Review: Vol. 8 : Iss. 1, Article 7. KORKMAZ, T., Zama, S., Çevik, E.,İ., (2009), İMKB ile Eleslararası Hisse Seedi Piyasaları Arasıdaki Etegrasyo İlişkisii Yapısal Kırılma Testleri ile Aalizi, Akdeiz İ.İ.B.F. Dergisi (17), ss MADURA, J. (2014), Fiacial Markets ad Istitutios. Nelso Educatio. MANNING, N. (2002), Commo Treds ad Covergece? South East Asia Equity Markets , Joural of Iteratioal Moey ad Fiace, vol. 21, o. 2, pp MAYSAMI C.R., ad Koh T. S., (2000), A Vector Error Correctio Model of Sigapore Stock Market, Iteratioal Review of Ecoomics&Fiace, Vol. 9, İssue 1. Ss MYLONIDIS, N.,. Kollias, C., (2010), Dyamic Europea Stock Market Covergece: Evidece From Rollig Coitegratio Aalysis i the First Euro-Decade, J. Bak. Fiace 34 (9)