Para Politikası Şokları Hisse Senedi Fiyatlarını Etkiler mi? Türkiye Örneği

Transkript

1 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Para Poliikası Şokları Hisse enedi Fiyalarını Ekiler mi? Türkiye Örneği Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, Türkiye. Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, Ekonomeri Bölümü, Türkiye. Öze Bu çalışma, para poliikası değişikliklerinin hisse senedi fiyalarını nasıl ekilediği konusu ile ilgilenmekedir. Para poliikası şoklarına hisse senedi piyasasının verdiği epki son yıllarda hem parasal hem de finansal ikisaçıların büyük ilgisini çekmekedir. Parasal akarım mekanizması çerçevesinde, para poliikasının ekonomiyi ekileme kanallarından birisi de hisse senedi piyasasıdır. Hisse senedi fiyaları ekonomide ne gözlenebilen akif fiyaları arasındadır ve parasal şoklardan hemen ve doğrudan ekilenmekedir. Çalışmada Türkiye deki para poliikası faizleri ile hisse senedi fiyaları arasındaki ilişki yapısal VAR (VAR) modeli çerçevesinde ele alınmakadır. Yapısal VAR modeli kurulurken bu iki değişkenin yanında, enflasyon oranı ve sanayi üreimi değişkenleri de dikkae alınmışır. Yapısal VAR modeli kısa ve uzun dönem kısılarını dikkae aldığından, öncelikle kısa ve uzun dönem için sadece para poliikası faizleri ve hisse senedi fiyaları arasındaki ilişki incelenmiş, sonrasında ise yine kısa ve uzun dönem için her dör değişkenin bir arada ekileşimleri belirlenmeye çalışılmışır. Daralıcı para poliikası şoku hem kısa hem de uzun dönemde başlangıça faiz oranını arıran geçici bir ekiye sahipken, hisse senedi fiyalarını azalıcı bir ekiye neden olmakadır. Ayrıca para poliikası şoku hem kısa hem de uzun dönemde enflasyon oranını arırırken sanayi üreimini azalmakadır. Eki uzun dönemde kısa döneme göre daha fazla hissedilmekedir. Anahar Kelimeler: Para Poliikası, Hisse enedi Piyasası, VAR Modeli JEL: E4, E43, E44, E52 1

2 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Do Moneary Policy hocks Effec ock Prices? Turkish Experience Hülya Kanalıcı Akay Deparmen of Economics, Uludag Universiy, Turkey. Mehme Nargeleçekenler Deparmen of Economerics, Uludag Universiy, Turkey. Absrac This sudy concerns wih he relaionship beween he changes of moneary policy and heir effecs on sock prices. In recen years, he response of he sock marke o he changes in moneary policies is widely discussed in relaed lieraure and his is an area of research ha has ineresed moneary and financial economiss. Wihin he conex of moneary ransmission mechanism, one of he channels ha effec he economy is sock marke. ock marke prices can be clearly observed in an economy and hey are direcly effeced from moneary shocks. This paper focuses on he relaionship beween moneary policy ineres raes and sock prices in Turkey by he applicaion of srucural VAR (VAR) model. In he consrucion of srucural VAR model, inflaion rae and indusrial producion index are also aken ino consideraion. ince he srucural VAR model has shor and long run consrains, iniially he relaionship beween boh shor and long run moneary policy ineres raes and sock prices are examined, hen he ineracions of hese four variables are ried o be deermined. A conracionary moneary shock has a emporary effec ha increase ineres raes in boh he shor run and he long run and hen i also causes o decrease in sock prices. Moreover, moneary policy shock increases he inflaion rae on he one hand and decreases he indusrial producion index on he oher. Comparing wih he shor run, he effec is sronger in he long run. Keywords: Moneary Policy, ock Marke, VAR Model Jel Codes: E4, E43, E44, E52 2

3 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. 1. Giriş Para poliikası şoklarına hisse senedi piyasasının verdiği epki son yıllarda hem parasal hem de finansal ikisaçıların büyük ilgisini çekmekedir. Makro ikisaçılar, paranın veya para poliikasının hisse senedi fiyaları üzerinde herhangi bir ekiye sahip olup olmadığı sorusu üzerine odaklanma eğilimindedirler. Öe yandan finansal ikisaçılar, menkul kıymelerin enflasyona karşı iyi bir koruma sağlayıp sağlamadığı sorusu ile ilgilenmekedirler (ellin, 1998: 3). Para poliikasının hisse senedi fiyalarını ekileyip ekilemediği veya nasıl ekilediğini esbi emek özellikle merkez bankaları için önemlidir. Parasal akarım mekanizması çerçevesinde, para poliikasının ekonomiyi ekileme kanallarından birisi de hisse senedi piyasasıdır. Hisse senedi fiyaları ekonomide ne gözlenebilen akif fiyaları arasındadır ve parasal şoklardan hemen ve doğrudan ekilenmekedir. Parasal şokla birlike oraya çıkan faiz oranlarındaki değişiklikler, hisse senedi fiyalarını ve sonuç olarak hanehalkının serveini ekiler. Hisse senedi fiyaları, serve ekisi kanalıyla ükeimi ekiler ve Tobin in q ekisi (Tobin, 1969) ile de yaırımlar üzerinde bir ekide bulunur. Bu çalışma, para poliikası değişikliklerinin hisse senedi fiyalarını nasıl ekilediği konusu ile ilgilenmekedir. Çalışmada öncelikle eori ve lieraüre bakılmaka, daha sonra da hisse senedi piyasasını içeren akarım mekanizmalarına yer verilmekedir. Para poliikası faizleri ile hisse senedi fiyaları arasındaki ilişkiyi oraya koyan ekonomerik meodoloji kısaca açıklandıkan sonra ise Türkiye deki bu ilişki yapısı 1997:1-28:7 aylık verileri kullanılarak yapısal VAR (VAR) modeli çerçevesinde ele alınmakadır. 2. Para Poliikası ve Hisse enedi Piyasası: Teori ve Lieraüre Bir Bakış Bugünkü değer veya iskono edilmiş naki akım modeline göre, hisse senedi fiyaları, beklenen gelecekeki emeülerin şimdiki değerine eşiir. Para poliikası, menkul kıyme geirilerinin belirlenmesinde piyasa kaılımcılarının kullandığı iskono oranını değişirerek veya gelecekeki ikisadi faaliyee kaılacak olan piyasa kaılımcılarının beklenilerini ekileyerek önemli bir rol oynar. Daralıcı para poliikası, iskono oranını yükselir ve ikisadi faaliyeleri düşürür, böylece hisse senedi fiyaları da düşer. Genişleici para poliikası da ers ekilere neden olur. onuç olarak hisse senedi piyasa kaılımcıları parasal oorienin sraejilerine dikka emek zorundadırlar (Ioannis ve Kononikas, 28: 34). İkisa eorisi, para poliikası ve hisse senedi fiyaları arasındaki ekileşimin nedenleri ile uğraşmakadır. Merkez bankası cari ve beklenen gelecekeki reel faiz oranları üzerindeki ekileri vasıasıyla hem hanehalkı ükeiminin hem de işleme yaırım kararlarının zamanlamasını ekiler. Hisse senedi fiyalarındaki değişmeler, beklenen gelecek emeülerdeki değişiklikler, bir iskono oranı olarak kabul edilen beklenen gelecek faiz oranındaki değişiklikler veya hisse senedi geirileri primindeki değişikliklerden dolayı gerçekleşmekedir. Eğer mal piyasalarına monopollü rekabe hakimse, en azından kısa dönemde kârlar oplam alebi ekileyen fakörler arafından belirlenecekir. Ayrıca kârlarda meydana gelen değişiklikler beklenen emeüleri ekiler. Para poliikası, özellikle sürpriz poliika eylemleri, sadece faiz oranı kanalıyla hisse senedi fiyalarını ekilemekle kalmaz, aynı zamanda ikisadi birimlerin karşılaşıkları belirsizlik derecesini ekileyerek emeü ve hisse 3

4 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. senedi geirileri primi üzerinde de ekilerde bulunur (Bjørnland ve Leiemo, 28: 2-3). Bu nedenlerden dolayı para poliikası yapma ve hisse senedi fiya formasyonu arasında büyük ölçüde karşılıklı bağlılık vardır. Göserge değişkenler olarak hisse senedi fiyalarının para poliikasına nasıl cevap verdiğinin iki açıklaması vardır (Bjørnland ve Leiemo, 25: 1-11): Bunlardan birincisi, hisse senedi fiyaları hedef değişkenlerin gösergelerini izleyebilmekedirler. Hisse senedi fiyaları serve ekileriyle ükeimi ve Tobin in q ekisi (Tobin, 1969) ile yaırımları ekileyebilir. Eğer hisse senedi fiyaları düşerse, ükeiciler cari ükeim harcamalarını azalacaklardır. ermayenin piyasa fiyaı yenileme maliyeine oranla düşüğü için yaırım güdüleri de azalacakır. Ayrıca hisse senedi fiyalarındaki bir azalma kredi emin emeyi ödünç alıcılar için zorlaşırarak oplam alebi sınırlandıracakır. Azalan alep, harcamaları azalarak naki akışlarının zayıflamasına yol açar. Bu ise Bernanke, Gerler ve Gilchris (1998) in anımladığı şekliyle bir finansal hızlandıran ekisidir. İkincisi, hisse senedi fiyaları, hedeflenen değişkenleri ekileyen fakörlerin beklenen gelişimi ile ilgili bilgiler vermekedir. Geske ve Roll (1983) ile Kaul (1987), para poliikası ve hisse senedi geirileri arasındaki karşılıklı ilişkileri model haline geiren ikisaçılardandır. on zamanlardaki ampirik çalışmalara bakıldığında, üm değişkenler orak bir karşılıklı ekileşimi içerdiği için vekör ooregresif yaklaşımın (VAR) hakim olduğu görülmekedir 1. Bu çalışmaların hepsinde para poliikası şokları ve hisse senedi fiyaları ilişkisi bulunmakadır. Lasrapes (1998) ve Rapach (21), uzun dönem kısılarını kullanarak bir VAR modelinde parasal şokları eşhis emişler ve her iki ikisaçı da hisse senedi piyasası üzerinde parasal şokun güçlü ekileri olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Önemli bir çalışmada Rigobon ve ack (24), hisse senedi piyasasında para poliikasının ekisini analiz emek için, sürpriz bir faiz oranı arışını izleyerek hisse senedi fiyalarının büyük ölçüde azaldığını görmüşlerdir. Bjørnland ve Leiemo (25) ise federal fon oranını 2 1 baz noka arıran bir para poliikası şokundan dolayı hisse senedi fiyalarının % 1,5 düşüğünü gözlemlemişlerdir. 197 lerin ilk yıllarında bir çok makale, para arzı verilerini kullanarak gelecek hisse 3 senedi geirilerinin ahmin edilebileceğini gösermekedir. Bu çalışmalarda, hisse senedi geirilerinin para poliikasındaki değişikliklerin arkasında gecikiği açıkça görülmekedir. Bernanke ve Blinder (1992) in makalesinden iibaren, federal fon oranı para poliikasının en yaygın ölçüsü olarak kullanılmakadır. Ayrıca Krueger ve Kuner (1996) ile Owens ve Webb (21) gibi ikisaçıların, hisse senedi piyasasındaki kaılımcıların gelecekeki muhemel para poliikası eylemleri hakkında mevcu bilgiyi ekin bir şekilde bir araya geirerek gelecekeki federal fon oranlarını ahmin emeye çalışıkları görülmekedir. Conover, Jensen ve Johnson (1999) ise, 16 endüsrileşmiş ülke ile ilgili bir çalışma yaparak, yabancı hisse senedi geirilerinin hem de kendi ülkelerinin hem de ABD nin uyguladığı para poliikasına epki verdiğini esbi emişlerdir. Thorbecke (1997: 651), ABD de para poliikası ve hisse senedi fiyaları arasındaki ilişkiyi belirlemek için aylık hisse senedi geirileri, üreim arışı, enflasyon ve federal fon oranını içeren bir VAR analizi ile para poliikası şoklarının büyük ekilere sahip olduğunu bulmuşur. Ona göre, poziif bir parasal şok, reel hisse senedi fiyaları üzerinde geçici bir poziif ekiye sahipir. Negaif bir parasal şoka ise, federal fon oranında % 1 lik beklenmeyen bir arış, hisse senedi fiyalarında yaklaşık olarak %,8 lik bir azalmaya sebep olmakadır. 1 Bakınız Lee (1992), Paelis (1997), Thorbecke (1997), Millard ve Wells (23) ve Neri (24). 2 Federal fon oranı, FED de mevduaı bulunan bankalar arasındaki bir gecelik faiz oranını emsil emekedir. Federal fon oranı, akip edilen para poliikasını anlamak için bakılacak en önemli gösergedir. 3 Bakınız, prinkel (1964), Homa ve Jaffee (1971), Hamburger ve Kochin (1972). 4

5 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Paelis (1997: ), para poliikası ve hisse senedi piyasası arasındaki ilişkiyi bulmak için, iki açıklayıcı değişkenden yararlanarak Fama ve French (1989) in uzun dönem regresyon meodolojisini kullanır. Bu açıklayıcı değişken serileri; para poliikası gösergeleri ve finansal değişkenlerdir. Parasal değişkenler; federal fon oranı, federal fon oranı ve 1 yıllık hazine bonosu arasındaki yayılma, 6 aylık icari sene ve 6 aylık hazine ahvili geirisi arasındaki yayılma, ödünç alınmamış rezerv mikarı ve oplam rezerv büyümesinde ödünç alınmamış rezerv arış oranı gibi değişkenlerdir. Finansal değişkenler ise, emeü geirisi, 1 yıllık hazine bonosu ve 1 aylık hazine ahvili arasındaki yayılma ve 1 aylık reel faiz oranıdır. Paelis, para poliikası gösergelerinin aşırı hisse senedi geirilerinin önemli ölçüde habercileri olduğunu ileri sürmekedir. Parasal gösergelerin bu ahmin gücü için olası bir açıklama, para poliikası akarımının kredi kanalı (Bernanke ve Gerler, 1995) ve finansal yayılma mekanizması (Fazzari, Hubbard ve Peersen, 1988 ve Bernanke ve Gerler, 1989) ile yapılabilir. Her iki eori de, makro ekonomik şokların, şirkelerin finansal durumlarına bağlı olarak yayıldığı doğrusal olmayan bir dünyayı asvir emekedir. Finansal yayılma mekanizması, ikisadi birimlerin ödünç verme maliyelerindeki endojen değişikliklerle ve iç ve dış finans arasındaki dağılma ile şokları şirkelerin bilançolarına yayar ve genişleir. Kredi kanalı ise, bir para poliikası şokunun banka kredi arzını maliyeli hale geirerek ve bu yüzden banka kredi arzını azalarak bir banka ödünç verme kanalı ve bilanço kanalı vasıasıyla işler. Bu ür bir dünyada, makro ekonomik şoklara şirkelerin cevapları koşula bağlıdır. Daralıcı bir parasal dönemde oraya çıkan bir para poliikası şoku, raha bir parasal dönemde oraya çıkan para poliikası şokundan daha büyük ekilere sahipir, çünkü şirkelerin finansal durumu, hem şirkein gelirini köüleşirerek hem de banka kredi arzını azalarak bozulmakadır (Paelis, 1997: 1969). Brunner (1961), Friedman (1961) ve Friedman ve chwarz (1963a) arafından gelişirilen parasal porföy modeli, parayı, yaırımcının porföyündeki diğer akiflerden biri olarak görmekedir. Para arzı şokları, parasal varlıkları değişikliklere karşı yeniden düzenlerken yaırımcıları para ve diğer akifler arasında seçim yapmaya sevkedecekir. Parasal şokları eşhis emek için farklı bir yaklaşım yine Friedman ve chwarz (1963b) arafından gelişirilmişir. Friedman ve chwarz, para poliikasındaki egzojen değişiklikleri ve bu değişikliklere reel değişkenlerin cevaplarını analiz emek için dönemi ile ilgili Federal Rezerv demeçleri ve diğer arihsel dökümanları kullanmışlardır. Buldukları sonuca göre, poliika değişiklikleri, reel üreimde ve böylece şirkelerin naki akımlarında azalmaya sebep olduğundan poliika şokları sonucunda hisse senedi geirileri de azalacakır. Hisse senedi piyasasındaki harekeler, para poliikası kararlarını önemli bir şekilde ekilemesine rağmen, hisse senedi piyasasına para poliikasının epkisini ölçmek güçür. öz konusu problem, poliikanın hisse senedi piyasasına epki göserdiği anda hisse senedi piyasasının endojen bir şekilde para poliikası kararlarına epki gösermesinden doğmakadır (Rigobon ve ack, 23: 639). Rigobon ve ack, faiz oranları ve hisse senedi fiyaları arasındaki nedenselliğin her iki yönde de olduğunu ileri sürerler. Ehrmann ve Frazscher (24: 72, 734), 1994 ile 23 yılları arasında ABD de para poliikasına menkul kıyme piyasalarının epkisini analiz emişlerdir. Çalışmaları özellikle para poliikası akarımının faiz oranı kanalı ve kredi kanalına odaklanmakadır. Para poliikası şoklarının hisse senedi geirileri üzerinde güçlü ve anlamlı ekileri olduğunu bulmuşlardır. Özellikle (i) değişiklikler beklenmediğinde, (ii) para poliikası eylemi değişiğinde, (iii) federal fon oranı hedefinde değişiklikler gerçekleşiğinde ve (iv) hisse senedi piyasa volailiesi yüksek olduğunda, para poliikası şoklarına hisse senedi geirilerinin daha güçlü bir epki verdiği görülmekedir. Ayrıca yine Ehrmann ve Frazscher (24: 721) a göre, alebi büyük ölçüde konjonkürel olan veya faize duyarlı mallar üreen şirkeler, bir para poliikası 5

6 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. şokundan daha fazla ekilenirler. Benzer şekilde Thorbecke (1997: 652) ye göre de, parasal şoklar büyük şirkelerden ziyade küçük şirkeler üzerinde daha fazla ekide bulunmakadır. Ekin piyasalar hipoezine göre, sadece para arzında beklenmeyen değişiklikler hisse senedi fiyalarını ekilemekedir. Hisse senedi fiyalarının para arzındaki beklenmeyen değişikliklere nasıl reaksiyon verdiğini açıklamaya çalışan farklı hipoezler vardır (Hafer, 1986: 6). Bunlardan birincisi, beklenen enflasyon hipoezi dir. Bu hipoeze göre, para soğunda beklenmeyen bir arış, Fisher ekisine göre, piyasa kaılımcılarının enflasyon beklenilerini de arırır. Faiz oranlarındaki arış şirkelerin iskono edilmiş naki akımlarının bugünkü değerini düşürdüğü için hisse senedi fiyaları da düşecekir. Faka bu hipoez belirli sınırlamalar alında gerçekleşmekedir. Piyasalar ekinse ve vergi söz konusu değilse bu durumda beklenen enflasyondaki değişiklikler hisse senedi fiyalarında hiçbir ekiye sahip değildir. Çünkü nominal naki akımındaki beklenen arışlar, bu akımların iskono oranındaki arışların ekilerini dengelemekedir. Hisse senedi fiyalarının enflasyona karşı negaif bir epki verdiğini kabul eden beklenen enflasyon hipoezi, hisse senedi fiyalarının para arzında beklenmeyen bir arışın ilanını izleyerek düşeceğini ileri sürmekedir. Alernaif bir hipoez, poliika ahminleri hipoezi veya keynesyen hipoezi dir. Hipoezin emelinde yapışkan bir fiya modeli bulunmakadır. Bu hipoeze göre, para arzındaki beklenmeyen değişiklikler geleceke para poliikasının piyasa anlayışını değişiren bir işare olarak dikkae alınır. Değişikliğin sürekli olduğu ve merkez bankasının para arzı hedef seviyesindeki beklenmeyen sapmalara cevabının yavaş olduğu farzedilirse, faiz oranları, kamuoyu, merkez bankasının para arzındaki beklenmeyen arışı dengelemesi beklenisinden dolayı yükselecekir. Yüksek faiz oranları iskono edilmiş naki akımın bugünkü değerini azalacağı için hisse senedi fiyaları da azalacakır. Dolayısıyla fiya seviyesi kısa dönemde parasal bir şoka cevap vermediği için faiz oranı para piyasasını dengeye geirmek için ayarlanmak zorundadır. Poziif bir para arzı şoku ikisadi birimleri sıkı bir para poliikası beklemeye yönelecek, bu ise faiz oranlarını yükselecek ve hisse senedi fiyalarını düşürecekir. on hipoez, reel faaliye hipoezi dir. Bu hipoeze göre, para poliikası açıklamaları gelecek para alebi ile ilgili bilgi sağlamakadır. Piyasa kaılımcıları para arzında beklenmeyen bir arışın para alebinde sürekli bir arışın işarei olduğunu düşünebilirler. Eğer para alebi beklenen gelecekeki gelire bağlı ise, bu akdirde para alebindeki beklenmeyen bir arış gelecekeki üreimin önceden beklenenden daha yüksek olacağını göserir. Beklenen naki akımdaki arış da hisse senedi fiyalarını arırır. Böylece bu hipoez, hisse senedi fiyalarının para arzında beklenmeyen bir arışa epki olarak aracağını ileri sürmekedir 4. Beklenmeyen para poliikası şoklarının ekilerini göseren Tablo 1 de üç farklı çalışma yer almakadır (Challe ve Gianisarou, 27: 5): Bernanke ve Kuner (25), Rigobon ve ack (24) ve Craine ve Marin (24). Tablo 1 in son süunundaki değerler, federal fon oranındaki % 1 lik sürpriz bir arışa hisse senedi piyasa değerinin veya indeks geirisinin verdiği cevabı göseren çarpan değerleridir. Daralıcı bir para poliikası şokunun hisse senedi piyasası üzerindeki bu çarpan ekisi -% 2,55 ve -% 6,81 aralığı ile göserilebilir. Tablo 1: Federal Fon Oranındaki % 1 lik ürpriz Bir Arışa Hisse enedi Fiyalarının Cevabı 4 Bu üç hipoeze ilaveen Cornell (1983), risk primi hipoezi ni önermekedir. Bu hipoeze göre, beklenmeyen bir para arzı arışı, oplam risken kaçınma arzusunu arıracakır. Yaırımcılar hisse senedi fiyalarının düşmesine neden olan yüksek bir risk primine ihiyaç duyacaklardır. Cornell in bu hipoezi, reel faaliye hipoezi ile amamen uarsızdır. 6

7 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Piyasa İndeksi Model Çarpan Bernanke ve Kuner (25) NYE ,55 ve -4,68 Rigobon ve ack (24) NYE ,85 ve -5,16 P ,78 ve -6,81 Craine ve Marin (24) NYE ,8 ve -4,92 onuç olarak Tablo 1 de yer alan değerlere bakarak, federal fon oranındaki,25 lik bir baz puan arışın hisse senedi piyasasında % 1 lik bir düşmeye neden olacağını söylemek mümkündür. 3. Para Poliikası Akarım Mekanizması ve Hisse enedi Piyasası Para poliikası değişikliklerinin ekonomiye akarımında hisse senedi piyasasının rolü son derece önemlidir. Hisse senedi piyasası para poliikası akarım mekanizmasının önemli bir kısmıdır. Genişleici para poliikası hisse senedi fiyalarını arırır. Yüksek hisse senedi fiyaları ükeicileri daha fazla harcamaya yönelerek hanehalklarının serveini arırır. Ayrıca yüksek hisse senedi fiyaları sermaye yaırımını arma yönünde eşvik eder. Her iki harcamadaki arış da ekonomiyi harekee geçirir. Genişleici para poliikası sadece hisse senedi fiyalarını arırmakla kalmaz, aynı zamanda hem ekonomik ve finansal volailiede bir azalma hem de finansal yaırımcıların risk aşıma kapasielerinde bir arışa yol açarak risk primlerini de düşürür. Böylece genişleici bir para poliikası, ükeicilere hisse senedi porföylerinde bir sermaye kazancı vererek, karşı karşıya kaldıkları riskleri de azalır. Blanchard (1981), hisse senedi piyasasının reel değerinin, oplam alebin belirlenmesinde, dolayısıyla fiyalar genel seviyesi ve üreimin esbiinde hayai rol oynadığı bir makro ekonomik model gelişirmişir. Para poliikasındaki değişiklikler, faiz oranı ve kârların gelecekeki yönü ile ilgili beklenileri değişirerek de hisse senedi piyasasının reel değerini ekiler. Hisse senedi piyasasındaki değişiklik ise hem ükeim hem de yaırım harcamasını değişirir (Mcmillin ve Laumas, 1988: 377). Chami, Cosimano ve Fullerkamp (1999), geleneksel faiz oranı kanalı ve kredi kanalının öesinde para poliikasının hisse senedi piyasa kanalının varlığından söz emekedirler. Onlara göre, bir parasal genişlemenin yol açığı enflasyon, şirkelerin akiflerinin reel değerini azalır, bu ise hisse senedi geirileri ve hisse senedi fiyalarının azalmasına yol açar. Para poliikası, makro ekonomik değişkenleri ve enflasyonu, finansal piyasalar aracılığıyla ekilemekedir. Para arzındaki bir değişiklik, yaırımcıları hisse senedi piyasasını yeniden değerlendirmeye yönelir. Bir hisse senedinin değeri, iskono edilmiş gelecekeki emeülerin oplamı ile belirlendiği için genişleici veya daralıcı bir para poliikası, iskono oranı kadar beklenen gelecek kazançlarla hisse senedi fiyalarını ekileyebilir. Değişen bir para poliikası eylemi yaırımcıların özel ükeim harcamalarını, servelerini ve reel yaırım harcamalarını değişirir. Böylece reel faaliyee oraya çıkacak bir değişiklik sonuç olarak enflasyonu ekileyecekir. Şekil 1, bu süreci gösermekedir (ellin, 21: 493): Para Poliikası Hisse senedi piyasası 7

8 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Reel faaliye (Tükeim ve yaırım) Enflasyon Şekil 1: Hisse enedi Piyasa Kanalı Para poliikası akarım mekanizmasının ekonomiyi ekileme yollarından bir anesi de hisse senedi piyasa fiyaları kanalıdır. Para poliikasından ekilenen hisse senedi piyasa dalgalanmaları büün bir ekonomi üzerinde önemli ekilere sahipir. Hisse senedi piyasasını içeren akarım mekanizmaları şöyle sıralanabilir (Mishkin, 27: 59): 1) Yaırım üzerindeki hisse senedi piyasa ekileri 2) Şirke bilanço ekileri 3) Hanehalkı likidie ekisi ve 4) Hanehalkı serve ekisi Yaırım Üzerinde Hisse enedi Piyasa Ekileri Tobin (1969) in q eorisi, hisse senedi fiyalarındaki harekelerin ekonomiyi nasıl ekileyeceği ile ilgili önemli bir mekanizma sağlar. Tobin in q su, firmanın piyasa değerinin sermayenin yenileme maliyeine bölünmesi ile elde edilir. Eğer q yüksekse, şirkein piyasa fiyaı sermayenin yenileme maliyeine göre yüksekir ve yeni fabrika ve eçhizaa harcanacak sermaye şirkein piyasa değerine göre ucuzdur. Böyle bir durumda firma az sayıda hisse senedi çıkarabilir ve fazla mikarda yeni sermaye malı alabilir. Böylece yaırım harcaması arar. Tobin in q modelinde önemli olan, hisse senedi fiyaları ve yaırım harcamaları arasında mevcu olan ilişkidir. Faiz oranlarını düşüren genişleici bir para poliikası, ahvillerin cazibesini hisse senedine oranla yiirmesine neden olur, hisse senedine olan alep arar ve böylece hisse senedi fiyaları yükselir. Bu durumda para poliikası akarım mekanizması şu şekilde işlemekedir: Genişleici bir para poliikası hisse senedi fiyalarını, q yu, yaırımları, sonuç olarak da üreim ve oplam alebi arırmakadır. Aynı mekanizmanın bir diğer yolu, şirkelerin sadece ahviller yoluyla değil aynı zamanda menkul kıyme ihraç ederek de yaırımı finanse emeleri ile gerçekleşir. Hisse senedi fiyaları arığında çıkarılan her bir hisse daha fazla fon sağlayacağından şirkelerin yaırımları finanse emeleri daha ucuz olur. Böylece hisse senedi fiyalarındaki bir arış yaırım harcamasında arışa yol açar (Mishkin, 27: 6) Şirke Bilanço Ekileri Kredi piyasalarında asimerik bilgi probleminin varlığı, hisse senedi fiyaları yoluyla işleyen diğer bir akarım mekanizmasını oraya çıkarır. Bu mekanizma sıkça kredi görüşü olarak ifade edilir ve şirkelerin bilançoları üzerinde hisse senedi fiyalarının ekisiyle işler, bu yüzden bilanço kanalı olarak da anımlanır (Aresis, Baddeley ve McCombie, 25: 75). Şirkelerin ne değeri ne kadar düşük olursa, bu şirkelere kredi verilmesinde ers seçim ve ahlaki ehlike problemleri de o kadar fazla olur. Para poliikası şu mekanizma ile şirkelerin bilançolarını ve oplam harcamaları ekileyebilir: Hisse senedi fiyalarını arıran genişleici bir para poliikası, ahlaki ehlike ve ers seçim problemlerini azalarak şirkelerin ne değerini 8

9 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. arırır ve böylece krediler arar. Kredilerin arması yaırım harcamasını ve oplam harcamayı arırır. 3.3 Hanehalkı Likidie Ekileri Parasal akarım mekanizmasının likidie ekisi, dayanıklı ükeim malları ve konu harcamaları yoluyla ekili olur. Daralıcı bir para poliikası banka kredilerini azalır, bu ise ükeicilerin dayanıklı ükeim malı ve konu harcamalarında azalmaya neden olur. Ayrıca faiz oranındaki yükselme, ükeicilerin naki akımını ve bilançolarını olumsuz yönde ekileyecekir. Hem dayanıklı ükeim malları hem de konu, kalieleri ile ilgili eksik bilgilenmeden dolayı likidiesi düşük olan akiflerdir. Tükeiciler gelirlerindeki azalmanın sonucu olarak, fon ihiyaçlarını karşılayabilmek için sahip oldukları dayanıklı ükeim malları ve konuu gerçek değerinin alında saabileceklerdir. Diğer arafan ükeiciler finansal akifleri ellerinde uarlarsa, bu akifler piyasa değerlerinden ve hızlı bir şekilde saılabilir ve sonuça isenilen nakie kavuşulur. Bu nedenden dolayı ükeiciler finansal sıkını içine girme ihimallerinin arığını düşünüyorlarsa, likidiesi yüksek finansal akifleri ellerinde umak iseyeceklerdir. Böylece ükeicilerin finansal sıkını olasılığı düşer ve dayanıklı ükeim malı ile konu saın almaya daha fazla isekli olurlar. Para poliikasının akarım mekanizması kanalı bu bilgiler ışığında şu şekilde işleyecekir (Mishkin, 27: 61): Genişleici bir para poliikası hisse senedi fiyalarını arırır, finansal akiflerin de değeri arar. Tükeiciler daha güvenli bir finansal pozisyonda oldukları için bu mali sıkını olasılığını azalır, dayanıklı ükeim malı ve konu harcamaları arar ve sonuç olarak üreim ve oplam harcama yükselir Hanehalkı erve Ekisi Haya boyu gelir modellerinde hisse senedi fiyalarındaki değişiklikler hanehalklarının ükeim ercihlerini ekiler, çünkü bu akifler hanehalklarının serveinin önemli bir unsurudur (Neri, 24: 7). Haya boyu gelir modeli, ükeimin, ükeicilerin hayaları boyunca sahip oldukları kaynaklarla belirlendiğini söyler. Bu kaynakların önemli bir belirleyicisi ükeicilerin finansal serveleridir. Finansal servein en emel unsuru ise hisse seneleridir. Hisse senedi fiyalarını arıran genişleici bir para poliikası, hanehalkı serveinin değerini arırır, bu da ükeimin armasına neden olur. on zamanlardaki arışma ve araşırmaların odağı, ükeim harcaması üzerinde hisse senedi değerlerinin serve ekisidir 5. erve ekisine olan ilgi, bazı ikisaçıları, merkez bankalarının para poliikası eyleminde hisse senedi fiyalarını izlemesi veya hedeflemesi önerisine yönelir (Taom, 22: 8). 4. Vekör Ooregresif (VAR) Modelin Teşhisi Bu çalışmada kısa dönem ve uzun dönem kısılar yardımıyla hisse senedi ve para poliikası şoklarının ekileri yapısal VAR modeli yardımıyla araşırılacakır. VAR analizi yaklaşımı para poliikaları ve hisse senedi fiyaları arasındaki ekileşimi oraya koymada kullanışlı bir araçır. VAR modellerinin bu denli kullanılmasının en önemi nedenlerinden birisi finansal ve ekonomik zaman serilerinin dinamik davranışlarının anımlanabilmesi ve kısa dönemli önraporlamalarda kullanılabilmesidir. Reel hisse senedi ve para poliikaları arasındaki ilişkiyi bulabilmek için kurulacak indirgenmiş VAR modeli = 1,2,3,..., T için aşağıdaki gibi sunulabilir: 5 Ludvigson ve eindel (1999), serve ekisi ile ilgili önemli eorik ve ampirik kanılar sunmakadırlar. 9

10 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Z + = Γ + Γ1 Z 1 + Γ2 Z Γk Z k v (1) Burada Z, m boyulu endojen değişkenli süun vekörüdür. v ise m boyulu ve Ω kovaryans marisiyle bağımsız özdeş dağılan haa erimidir (Weliwia ve Ekanayake, 1998: ). Çalışmada kurulacak VAR modeli şu değişkenlerden oluşmakadır: ükeici fiya indeksinin (p) logariması, sanayi üreim indeksinin logariması (y), hazine iskonolu ihaleleri bileşik faiz oranları (i), üreici fiya indeksinin logariması (c), IMKB Ulusal 1 endeksi kapanış fiyaının (s) logariması. Burada sanayi üreim indeksi ve hisse senedi değişkenleri enflasyon oranı (p) ile deflee edilmişir. Dolayısıyla değişkenlerin reel değerleri ile çalışma olanağı söz konusudur (Bjørnland ve Leiemo, 25: 16). Buna göre çalışmada beş değişken kullanıldığından Z ile anımlanan süun vekörü 5x1 boyulu olacakır. Değişkenlerin sıralamasını göseren saır vekörü şu şekilde verilebilir: Z = ( y, p,c,i, s ). İndirgenmiş VAR modeli bir harekeli oralama süreci olarak aşağıdaki gibi yazılabilir (Crowder 26: 526): Z = B(L) v (2) Burada j B (L) = B j L gecikme operaörü marisi, v ise Ω kovaryans marisiyle j= indirgenmiş formun kalınılar vekörüdür. İlgili yapısal paramerelerin eşhisi ekonomeride önemli bir problemdir. Yapısal model, yapısal şokların ve B (L) elemanları üzerine konulan kısıların orogonal olmasıyla bulunmakadır. VAR modelinin orogonal yapısal haaları ( v ), ε olarak anımlanan ekonomik şokların bir doğrusal kombinasyonu olarak yazılabileceği için aşağıdaki eşiliğe ulaşılmakadır (Chrisiano, Eichenbaum ve Evans, 1996: 17): v = ε (3) Burada beş değişkenli VAR modeli ile beş yapısal şok eşhis edilebilir. İlk iki şok çalışmanın MP P ana çaısını oluşuran para poliikası şoku ( ε ) ve reel hisse senedi fiya şoku ( ε ) dir. VAR modelinde kullanılan diğer şoklar ise şu şekilde anımlanabilir: üreici fiya indeksi şoku CO CP ε ve sanayi üreim indeksi şoku ( ε ), maliye baskısı ekisine sahip enflasyon şoku ( ) Y ( ε ) dir. Yapısal şokların VAR modelindeki sıralamaları Y CP CO MP P ( ε, ε, ε, ε ε ) ε (4) =, şeklindedir. Dolayısıyla VAR modeli yapısal şoklar cinsinden aşağıdaki gibi yazılabilir: 1

11 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. y ε ε p c = C(L) ε i ε s ε Y CP CO MP P (5) veya Z C(L) = ε (6) Burada B (L) = C(L) olarak anımlanmakadır. Eğer marisi eşhis edilirse, B (L) VAR modelinin indirgenmiş formundan ahmin edilebilir. Bu nedenle indirgenmiş VAR modelinden yapısal yorumlar yapabilmek için marisi üzerine bazı kısıların konulması gerekmekedir. marisinin eşhisi ε lerin birim varyansla normalleşirilmesine bağlıdır. Cov( ε ) nin normalleşirilmesi = Ω olması anlamına gelmekedir. Beş değişkenli bir sisemde de elemanlar üzerine konulan 15 kısılama anlamına gelir. Faka marisi 25 elemandan oluşmakadır. Dolayısıyla farklı yeniliklerin orogonalliğini sağlamak için 1 kısılamaya daha gereksinim vardır. Bu on kısılamadan dokuzu marisi üzerine doğrudan konulacak eş zamanlı kısılardır. Kullanılan bu kısılar Cholesky ayrışımı ile uarlıdır ve finansal şoklarla para poliikası şokları göz ardı edilmekedir. Bunlara ek olarak C (L) marisinin uzun dönem çarpanı olarak alınan bir kısılamaya daha ihiyaç vardır. Para poliikası şokları ile makroekonomik değişkenler arasındaki ardışık sıralama üzerine konulan kısılamaları içermekedir. andar Cholesky kısılamasında, makroekonomik değişkenler poliika değişkenine eş zamanlı epki göserirken, makroekonomik değişkenlerden gelen eş zamanlı ekilerin poliika değişkenini ekilemediği varsayılmakadır. y p c = B(L) i s ε ε ε 45 ε 55 ε Y CP CO MP P (7) marisinin ilk iki süunu incelendiğinde sanayi üreim şoku üm değişkenleri ekilemekedir. Ancak fiya şoku sanayi üreimi değişkenini ekilemezken geriye kalan diğer değişkenleri ekilediği görülmekedir. Bu nedenle fiya şokunun, fiya baskısı şoku olduğunu söylemek yanlış olmayacakır. Oysa ki sanayi üreimi şoku hem alep hem de arz şokları arafından baskıya uğrayacakır. Denklem (7) de de görüldüğü üzere finansal değişkenin yeri sondadır. Finansal değişkenin para poliikası değişkeni üzerinde eş zamanlı ekisinin olmadığını gösermek üzere marisinde 45 = elemanı olarak alınmakadır. Tüm kısılamalar alında 11

12 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. marisinin kısa dönem için Cholesky ayrışımı kullanılarak sisemin eşhisini yapmak mümkündür. Blanchard ve Quah (1989) arafından ileri sürülen yaklaşıma bir alernaif olarak değişkenler üzerine konulan kısılar eş zamanlı (kısa dönem) yerine uzun dönem kısılar olarak alınabilir. Bu kısılar basiçe bir değişkenin uzun dönemde diğer değişkeni ekilemediğini gösermekedir. Dolayısıyla çalışmada bu kısılar denklem (2) deki uzun dönem marisi üzerine konulan sıfır kısılarını içermekedir. Yani para poliikası ve hisse senedi şoklarının uzun dönem epkilerinin sıfır olduğu varsayılmakadır. Çalışmada uzun dönem kısıı aşağıdaki gibi göserilebilir: B (1) = C(1) (8) Burada B j ve C (1) = C j, B (L) ve C (L) ile anımlanan (5x5) boyulu uzun dönem j= j= marislerdir. Uzun dönem kısıı C 54 (1) = olmasını varsaymakadır. Denklem (8) i daha açık olarak yazmak gerekirse B51 (1) 14 + B52 (1) 24 + B53(1) 34 + B54 (1) 44 + B55 (1) 54 = (9) olacakır. Böylece para poliikası şokunun hisse senedi üzerinde ekisi olmayacakır. VAR modelinin bireysel kasayılarını yorumlamak ikisadi olarak çok güç olduğundan eki-epki fonksiyonu yardımıyla her bir değişkene uygulanan şokun ekileri araşırılmakadır. Varyans ayrışırma fonksiyonu yardımıyla da sisemdeki her bir değişkenin varyansında bir değişme olduğunda, bu değişmenin kaynağı belirlenmekedir (Onafowora, 1996: ). 5. Ampirik Bulgular Para poliikası faizleri ile hisse senedi piyasaları arasındaki bağımlılık yapısını oraya koyarken kullanılacak veri grubu 1997:1-28:7 aylık dönemini kapsamakadır. Çalışmada kullanılan zaman serilerinden; enflasyonu göseren ükeici fiya indeksi (p), üreici fiya indeksi (c), hazine iskonolu ihaleleri bileşik faiz oranları (i) Hazine Müseşarlığı web siesinden, sanayi üreim indeksi (y) ve IMKB Ulusal 1 endeksi kapanış fiyaı (s) ise Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden elde edilmişir. VAR modeli durağanlık koşuluna bağlı olduğundan öncelikle değişkenlerin durağanlıklarının analiz edilmesi gerekmekedir. Uygulanan Arırılmış (Genişleilmiş) Dickey-Fuller (ADF) ve Dickey-Fuller GL (ADF-GL) birim kök esleri sonucunda faiz ve üreici fiya indekslerinin durağan, diğer değişkenlerin ise durağan dışı olduğu belirlenmişir 6. Dolayısıyla faiz ve üreici fiya indeksleri dışındaki değişkenlerin durağanlığını sağlamak için değişkenlerin birinci farkları alınmışır. Birim kök esleri sonucunda faiz (i) ve üreici fiya indeksi (c) sıfırıncı dereceden inegre I() bulunurken, sanayi üreim indeksi (y), ükeici fiya indeksi (p) ve IMKB 1 indeksi (s) birinci dereceden inegre I(1) olarak bulunmuşur. Yani 6 İsenildiğinde es sonuçları verilebilir. 12

13 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. çalışmada kıllanılacak değişken marisi Z ( y, p,c,i, s ) Yapısal şoklar cinsinden VAR modeli = şeklinde göserilebilir. y ε ε p c = C(L) ε i ε s ε Y CP CO MP P (1) veya açık ifadesiyle y p c = B(L) i s ε ε ε ε 55 ε Y CP CO MP P (11) yazılabilir. VAR modeli ahmin edilirken dikka edilmesi gereken en önemli noka kullanılacak gecikmenin uzunluğudur. Gerçek hayaa VAR modeline eklenecek gecikmenin uzunluğu çoğu zaman bilinmediğinden uygun bir yönem ile gecikmenin belirlenmesi gerekmekedir. Çünkü VAR modelinde gecikmeler gerçeken uzun seçilirlerse paramereler gerçeke olduklarından daha yüksek değerler alırlar. Yani aşırı paramereleşme sorunu oraya çıkar (eddighi, Lawyer ve Kaos, 2: 3). VAR modelinin merebesinin belirlenmesi için kullanılan en yaygın esler; olabilirlik oranı esi (LR), Akaike bilgi krieri (AIC), chwarz bilgi krieri (IC) dir. Bu eslerin yanında özellikle pake programlar arafından sunulan; Nihai öngörü haası (Final Predicion Error, FPR) ve Hannan-Quinn bilgi krieri (HQ) de yer almakadır. Çalışmada kurulan VAR modeli için uygun gecikme sayısı (k), Akaike bilgi krieri (AIC), Nihai öngörü haası (FPE) ve Olabilirlik oranını anımlayan LR esi yardımıyla belirlenmişir. Her üç krier VAR(3) modelinin uygun model olduğunu gösermişir. Dolayısıyla VAR(3) modeli ahmin edildiken sonra eki-epki fonksiyonları aşağıda verilmekedir Cholesky Ayrışırması Eki-epki fonksiyonları aniden oraya çıkacak şok ekisine karşı ilgili değişkenlerin bu şoka gösereceği epkileri yansımakadır. Şekil 2 ve Şekil 3 ile verilen eki epki fonksiyonları kısa dönem kısılı ve uzun dönem kısılı VAR modelleri için sadece para poliikası şoklarını göseren faiz oranı ile hisse senedi şoklarını göseren hisse senedi fiyalarına göre hesaplanmışır. Öncelikle Şekil 2 de para poliikası şoku hem faiz oranı hem de hisse senedi fiyaı değişkenine uygulandığında, özellikle ilk beş dönemde faiz oranı üzerinde poziif yönlü ekili iken, bu eki giderek azalan bir yapı sergilemesine rağmen yok olmamakadır. Ancak daralıcı 13

14 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. para poliikası şokunun hisse senedi fiyaı üzerinde azalıcı ekisi vardır. Yaklaşık bir yıllık dönem sonunda hisse senedi fiyaları önceki oralamasına dönmekedir. Bu durum para poliikası şoklarının faiz oranlarını belirlemede daha ekili olduğunu oraya koymakadır Faiz Oranı Para Polikası Şoku Hisse enedi Fiyaı -.6 Hisse enedi Şoku Faiz Oranı Hisse enedi Fiyaı Şekil 2: Kısa Dönem Kısılı VAR Modelinin Cholesky Ayrışırmasına Göre Eki Tepkisi Hisse senedi şokunun hem faiz oranına hem de hisse senedi fiyaına ekisi, para poliikası şokuna göre daha düşükür. Faka faiz oranını azalıcı bir ekisi vardır ve bu eki yok olmamakadır. Hisse senedi fiyaları üzerinde ise yaklaşık bir yıllık dönemde oldukça küçük poziif eki gösermesine rağmen bir yılında sonunda eki amamen yok olmakadır. 14

15 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Para Polikası Şoku.16 Faiz Oranı.12 Hisse enedi Fiyaı Faiz Oranı Hisse enedi Şoku.12 Hisse enedi Fiyaı Şekil 3: Uzun Dönem Kısılı VAR Modelinin Cholesky Ayrışırmasına Göre Eki Tepkisi Şekil 3 de VAR modeline uzun dönem kısıları uygulandıkan sonra hesaplanan eki epki fonksiyonunun davranışı göserilmekedir. Hem para poliikası şokunun faiz oranı ve hisse senedi fiyaları üzerindeki ekisi, hem de hisse senedi şokunun faiz oranı ve hisse senedi fiyaları üzerindeki ekisi kısa dönem kısıı alında hesaplanan VAR modelinin eki epki fonksiyonu davranışından önemli bir farklılık gösermemekedir. adece hisse senedi şokunun faiz oranı üzerindeki ekisi ilk 5 dönem poziif iken beş dönem sonrasında yok olmayan bir negaif ekiye dönmekedir Para Poliikası Şokunun Ekisi Çalışmada, alernaif olarak diğer makroekonomik değişkenlerin de dikkae alındığı ve yukarıda deaylı açıklaması verilen Cholesky ayrışımı uygulanmışır. Çalışmanın ana odak nokası para poliikası ve hisse senedi fiyaları arasındaki ekileşim olduğundan, burada sadece para poliikası ve hisse senedi şokunun ekileri üzerinde durulacakır. Şekil 4 ve Şekil 5 para poliikası şokunun; faiz oranı, hisse senedi fiyaı, enflasyon oranı ve sanayi üreimi üzerindeki ekilerini kısa ve uzun dönem kısılı VAR modelleri çerçevesinde gösermekedir. Şekil 4 incelendiğinde beklendiği gibi daralıcı para poliikası şoku geçici de olsa faiz oranını arırmakadır. Bu davranış biçimi Şekil 5 ile anımlanan uzun dönemde de aynen devam emekedir. 15

16 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir..24 Faiz Oranı.2 Hisse enedi Fiyaı anayi Üreimi.4 Enflasyon Oranı Şekil 4: Kısa Dönem Kısılı VAR Modelinde Para Poliikası Şoklarının Ekisi.16 Faiz Oranı.1 Hisse enedi Fiyaı anayi Üreimi.2 Enflasyon Oranı Şekil 5: Uzun Dönem Kısılı VAR Modelinde Para Poliikası Şoklarının Ekisi Daralıcı para poliikası şoku, hisse senedi fiyalarını başlangıça düşüren bir ekiye sahipir. Ancak bu eki zamanla azalmaka ve yaklaşık bir yıl sonunda eki neredeyse yok 16

17 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. olmakadır. Hisse senedi fiyaındaki bu düşüş, faiz oranlarında görülen arma nedeniyle yaırımların faize kaymasına neden olduğundan uarlı bir durumdur. Daralıcı para poliikası şokunun kısa ve uzun dönemde enflasyon oranını arırıcı bir ekisi vardır. Ancak bu eki yaklaşık beş dönem sonra azalmaka faka amamen yok olmamakadır. Para poliikası şokunun sanayi üreimi üzerindeki ekisi incelendiğinde kısa dönemde yaklaşık beş dönem azalıcı ekisi olmasına rağmen, beş dönem sonunda ekisi görülmemekedir. Bu birkaç dönemlik eki uzun dönemde kendini daha fazla gösermeke ancak yine yaklaşık 1 dönem sonunda yok olmakadır Hisse enedi Şokunun Ekisi Şekil 6 ve Şekil 7 hisse senedi şokunun; faiz oranı, hisse senedi fiyaı, enflasyon oranı ve sanayi üreimi üzerindeki ekilerini kısa ve uzun dönem kısılı VAR modelleri çerçevesinde gösermekedir. Şekil 6 da hisse senedi şokunun kısa dönemde enflasyonu arırıcı bir ekiye sahip olduğu eki epki fonksiyonlarından gözlenebilir. Ancak bu eki hızla azalmaka ve yaklaşık bir yıl sonunda yok olmakadır. Hisse senedi fiyaındaki arış serve ekisi ile ükeimi arıracak ve bu nedenle fiyalar aracakır. Dolayısıyla bulunan sonuçlar uarlıdır. Yine Şekil 6 da hisse senedi şoku faiz oranı üzerinde azalıcı bir ekiye sahipir. Özellikle beş dönem sonunda minimum düzeyine indiken sonra ekinin yok olmadığı gözlenmekedir..2 Faiz Oranı.8 Hisse enedi Fiyaı Enflasyon Oranı.3 anayi Üreimi Şekil 6: Kısa Dönem Kısılı VAR Modelinde Hisse enedi Şoklarının Ekisi 17

18 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir..3 Faiz Oranı.12 Hisse enedi Fiyaı Enflasyon Oranı.12 anayi Üreimi Şekil 7: Uzun Dönem Kısılı VAR Modelinde Hisse enedi Şoklarının Ekisi Şekil 7 de ise hisse senedi şokunun uzun dönemde faiz oranı üzerindeki ekisi ilk olarak arma yönünde olmasına rağmen beş dönem sonunda yine negaife dönmekedir. Bu azalıcı eki uzun süre devam emekedir. onuça hisse senedi şoku kısa ve uzun dönemde faiz oranını azalıcı bir ekiye sahipir. Hisse senedi şokunun sanayi üreimi üzerindeki ekisi kısa bir dönem arma yönündedir. Ancak yaklaşık bir yıllık dönem sonunda eki amamen yok olmakadır. Bu yapı hem kısa hem de uzun dönemde aynıdır. Burada bulunan sonuçlar, yukarıda sadece para poliikası ve hisse senedi şokları için hesaplanan yapısal VAR modelinden elde edilen sonuçlar ile uarlıdır Varyans Ayrışırma Fonksiyonu Varyans ayrışırma, bir değişkenin varyansında bir değişme olduğunda, bu değişmenin kaynağının ne kadarının ilgili değişken, ne kadarının ise diğer değişkenlerden kaynaklandığını oraya koymak için önemli bir araçır. Burada faiz oranı ve hisse senedi fiyaı değişkenlerinin varyansında meydana gelecek değişimin kaynağını belirlemek için varyans ayrışırma sonuçları verilmekedir. Tablo 2 kısa dönem için para poliikası, hisse senedi fiyaları, enflasyon ve sanayi üreiminin varyans ayrışırma sonuçlarını vermekedir. Kısa dönemde faiz oranındaki değişimin kaynağının neredeyse amamı para poliikası şokundan kaynaklanmakadır. Bu durum daha ileri dönemde de çok fazla değişmemekedir. 48 dönem sonunda bile faiz oranı değişkeninin varyansında meydana gelen değişimin % 62 si para poliikasından kaynaklanmakadır. Tablo 2 de verilen varyans ayrışırma sonuçlarından en ilginç sonuç hisse senedi varyansının değişimindedir. Dikka edilirse hisse senedi varyansındaki değişimin kaynağı büyük oranda (% 74) fiya şoklarına, % 22 si ise hisse senedi şoklarına bağlıdır. Bu durum daha ileri dönemlerde bile değişmemekedir. Yani kısa dönemde hisse senedi piyasaları enflasyon oranlarından büyük ölçüde ekilenmekedir. 18

19 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. Enflasyon ve sanayi üreimi değişkenlerinin varyansındaki değişimin kaynağı ise sırasıyla fiya şoku ve sanayi üreim şokudur. Bu sonuç ileriki dönemlerde de değişmediğinden, enflasyonun fiya şokundan, sanayi üreiminin ise sanayi üreim şokundan ekilendiğini söylemek yanlış olmayacakır. Tablo 2: Kısa Dönem Kısılı VAR Modelinde Varyans Ayrışırma onuçları Dönem Para Poliikası Hisse enedi Fiya Şoku (%) anayi Üreim Şoku (%) Şoku (%) Şoku (%) Faiz Oranı E Hisse enedi Enflasyon anayi Üreimi No: Tabloda eksik kalan değişim kaynağı üreici fiya şoklarının verilmemesindendir. Tablo 3 de uzun dönemli yapısal VAR modelinden elde edilen varyans ayrışırma sonuçları verilmekedir. Uzun dönemde faiz oranındaki değişimin kaynağı değişerek para poliikası şokunun (% 71) yanında fiya şokunın da (% 15) ekili olduğu görülmekedir. Ancak daha ileriki dönemlerde fiya şokunun ekisi azalarak hisse senedi şokunun ekisinin arığı bulunmuşur. Uzun dönemde hisse senedi varyansındaki değişimin kaynağının büyük oranda (% 89) hisse senedi şokundan kaynaklandığı görülmekedir. Bu sonuç kısa dönem varyans ayrışırmasından farklıdır. Daha ileriki dönemlerde hisse senedi fiyaı, hisse senedi şokundan (% 77) ve para poliikası şokundan (% 15) ekilenmekedir. Tablo 3: Uzun Dönem Kısılı VAR Modelinde Varyans Ayrışırma onuçları Dönem Faiz Oranı Hisse enedi Enflasyon 1 4 Para Poliikası Şoku (%) Hisse enedi Şoku (%) Fiya Şoku (%) anayi Üreimi Şoku (%)

20 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir anayi Üreimi No: Tabloda eksik kalan değişim kaynağı üreici fiya şoklarının verilmemesindendir anayi üreimi değişkeninin varyansındaki değişimin kaynağı büyük ölçüde sanayi üreim şokudur. Bu sonuç sonraki dönemlerde de değişmediğinden, sanayi üreiminin sanayi üreim şokundan ekilendiğini söylemek mümkündür. Ancak enflasyon değişkenin varyansındaki değişim kaynağı büyük ölçüde hisse senedi şokudur. 6. ONUÇ Para poliikası hisse senedi fiyalarının belirlenmesi için önemli olduğu gibi, hisse senedi piyasası da para poliikası eğilimi için önemli bir bilgi kaynağıdır. Başlangıça faiz oranını arıran bir para poliikası şoku, hisse senedi fiyaları üzerinde doğrudan ve anlamlı bir negaif ekiye sahipir. Para poliikası akarım mekanizması vasıasıyla hisse senedi fiyalarındaki arış serve ekisi ile ükeimi ve Tobin in q ekisi ile yaırımı arırır. Böylece hem oplam alep hem de enflasyon ekilenmekedir. Bu yüzden para poliikasının en önemli gösergeleri olan faiz oranı kararları finansal piyasa arafından açıkça izlenmekedir. Çalışmada para poliikası ve hisse senedi fiyaları arasında önemli bir karşılıklı bağlılık derecesi bulunmakadır. Hisse senedi şoku hem kısa dönem hem de uzun dönemde faiz oranını azalıcı bir ekiye sahipir. Ayrıca hisse senedi fiyalarındaki değişimin kaynağının kısa dönemde fiya şoku, uzun dönemde hisse senedi şoku olduğu görülmekedir. Yine para poliikası şoku hem kısa hem de uzun dönemde enflasyon oranını arırırken sanayi üreimini azalmakadır. Uzun dönemdeki eki kısa döneme göre daha fazla hissedilmekedir. Daralıcı para poliikası şoku hem kısa hem de uzun dönemde başlangıça faiz oranını arıran geçici bir ekiye sahipir ve para poliikası şoku faiz oranındaki değişimin kaynağıdır. Diğer arafan daralıcı para polikası şokunun beklendiği gibi hisse senedi fiyalarını azalıcı bir ekiye neden olduğu görülmekedir. onuç olarak yapılan ampirik çalışma, Türkiye de para poliikasının hisse senedi piyasası için önemli olduğu fikrini deseklemekedir. KAYNAKÇA ARETI, Philip, Michelle Baddeley and John McCombie (25), The New Moneary Policy, Edward Elgar, London. BERNANKE, B.. and M. Gerler (1989), Agency Coss, Ne Worh and Business Flucuaions, American Economic Review, 79, BERNANKE, B.. and Alan. Blinder (1992), "The Federal Funds Rae and he Channels of Moneary Transmission, American Economic Review, 82 (4), BERNANKE, B.. and M. Gerler (1995), Inside he Black Box: The Credi Channel of Moneary Policy Transmission, Journal of Economic Perspecives, 9,

21 EconAnadolu 29: Anadolu Uluslararası İkisa Kongresi nde sunulmuş ebliğdir. BERNANKE, B.., M. Gerler, and. Gilchris (1998), The Financial Acceleraor in a Quaniaive Business Cycle Framework, NBER working Paper, No BERNANKE, B. and N. Kuner (25), Wha Explains he ock Marke s Reacion o Federal Reserve Policy, Journal of Finance, 6 (3), BJØRNLAND, Hilde C. and Kai Leiemo (25), Idenifying he Inerdependence Beween U Moneary Policy and he ock Marke, Bank of Finland Research Discussion Papers, No.17. BJØRNLAND, Hilde C. and Kai Leiemo (28), Idenifying he Inerdependence Beween U Moneary Policy and he ock Marke, Norges Bank Working Paper, No.4. BLANCHARD, O. J. (1981), Oupu, he ock Marke and Ineres Raes, American Economic Review, 71, BLANCHARD, O. J. and D. Quah (1989), The Dynamic Effecs of Aggregae Demand and upply Disurbances, American Economic Review, 79, BRUNNER, K. (1961), ome Major Problems in Moneary Policy, American Economic Review Proceedings, CHALLE, E. and C. Giannisarou (28), ock Prices and Moneary Policy hocks: A General Equilibrium Approach, Conference on Research on Economıc Theory and Economerics. CHAMI, Ralph, Thomas F. Cosimano, and Connel Fullerkamp (1999), The ock Marke Channel of Moneary Policy, IMF Working Paper, No. 99/22. CHRITIANO, Lawrence J., Marin Eichenbaum, and Charls Evans, (1996), The Effecs of Moneary Policy hocks: Evidence from he Flow of Funds, The Review of Economics and aisics, 78 (1), CONOVER, C. Michell, Gerald R. Jensen, and Rober R. Johnson (1999), Moneary Environmens and Inernaional ock Reurns, Journal of Banking and Finance, 23 (9), CORNELL, B. (1983), The Money upply Announcemens Puzzle: Review and Inerpreaion, American Economic Review, 73, CRAINE, Roger and Vance L. Marin (23), Moneary Policy hocks and ecuriy Markes Responses, Universiy of California, Berkeley Economics Working Paper. CROWDER, William J. (26), The Ineracion of Moneary Policy and ock Reurns, The Journal of Financial Research, 29 (4), EHRMANN, Michael and Marcel Frazscher (24), Taking ock: Moneary Policy Transmission o Equiy Markes, Journal of Money, Credi and Banking, 36 (4), FAMA, E. F. and K. R. French (1989), Business Condiions and Expeced Reurns on ocks and Bonds, Journal of Financial Economics, 25, FAZZARI, even M., Glenn R. Hubbard, and Bruce C. Peersen (1988), Financing Consrains and Corporae Invesmen, Brookings Papers on Economic Aciviy, 1, FRIEDMAN, Milon (1961), The Lag in Effec of Moneary Policy, Journal of Poliical Economy,