IJ ER ISSN:

Transkript

1 IJ ER International Journal of Social Sciences and Education Research Online, Volume: 3(5), 207 Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example Canan Sancar Ahmet Uğur 2 Yusuf Erem Abaş 3 Öz Received Date: 20 / 06 / 207 Accepted Date: 24 / 0 / 207 Bu çalışmada, 2000M-206M2 döneminde Türiye de hisse senedi fiyatı ile maroeonomi değişenler arasında ilişi olup olmadığı analiz edilmiştir. Analiz için yapısal ırılmayı diate alan birim ö ve eş-bütünleşme testleri ullanılmıştır. Birim ö testi sonucunda, bütün seriler I () olara bulunmuştur. Eş-bütünleşme testi sonucunda ise seriler arasında uzun dönemli ilişi olduğu belirlenmiştir. Son olara, FMOLS ve DOLS testleri sonucunda M, tüetici fiyatları endesi, sanayi üretim endesinden hisse senedi fiyatlarına doğru anlamlı ve pozitif ilişi, döviz urundan hisse senedi fiyatlarına doğru ise anlamlı ve negatif ilişi bulunmuştur. Anahtar sözcüler: Hisse senedi fiyat endesi, Maroeonomi değişenler, yapısal ırılma Abstract In this study, whether there is a relationship between the stoc prices in Turey and the macroeconomic variables for the period between 2000M-206M2 was analysed. For the analysis, unit root and co-integration tests that tae structural breas into account were used. As a result of the unit root test, all series were found to be I(). As a result of the co-integration test, it was determined that there is a long-term relationship among the series. Finally, as a result of the FMOLS and DOLS tests, a positive and significant relationship from M, consumer prices index, industrial production index towards stoc prices was found while the relationship from foreign currency towards stoc prices was found to be negative but still significant. Keywords: Stoc Price Index, Macroeconomic variables, Structural brea. Giriş Hisse senedi piyasalarının firmaların sermaye ihtiyaçlarını arşılama, sermayenin tabana yayılmasına atıda bulunma ve yatırımcılara bilgi aışını sağlayan bir piyasa modeli olma yönündei işlevleri vardır (Karan, 200:4). Hisse senedinin fiyatı, gelecete sağlaması belenen nait aımlarının isonto edilmiş değeri olara tanımlanır. Hisse senetlerinin isonto oranı, rissiz faiz oranı ve ris pirimi değişenlerine bağlı olduğundan belenen nait aışları, piyasa faiz oranı, enflasyon oranı gibi maro eonomi değişenlerin birer fonsiyonu olara ortaya çıar (Özer vd., 20:64). Hisse senedi fiyatları ile maroeonomi değişenler arasındai ilişi, Miller ve Modigliani (96) tarafından önerilen Temettü İndirim Modeli (Dividend Discount Model) ile diğer teori değerlemelere ışı tutmuştur. Modele göre, bir hisse senedinin cari fiyatı gelecetei tüm nait aışlarının payı ile eşittir. Dolayısıyla, hisse senedi fiyatlarının Yrd. Doç. Dr., Gümüşhane Üniversitesi, Kelit Aydın Doğan MYO, canansancar@gumushane.edu.tr 2 Doç. Dr., İnönü Üniversitesi, İİBF, İtisat Bölümü, ahmet.ugur@inönü.edu.tr 3 Doç. Dr., Adıyaman Üniversitesi, İİBF, İtisat Bölümü, yeabas@gmail.com

2 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), belirleyicileri, belenen gelecetei nait aışını ve istenen getiri oranını etileyen eonomi fatörlerin hisse fiyatını etilediğini düşündüren, istenen getiri oranı ve belenen nait aışlarıdır (Kaur vd., 206: 67). Maroeonomi fatörler, uzun yatırım ufu üzerinde önemli ve belirleyici fatörlerdir, çünü King (966) tarafından dile getirildiği üzere, hisse senedi fiyatlarının maroeonomi fatörlerin etisine tabi tutulduğu ortalama% 50'dir. Hisse senedi fiyatları ve maro eonomi değişenler arasındai ilişi onusunda 970 li yıllarda ortaya atılan Etin Piyasalar Hipotezi bu onuda farlı bir baış açısı getirmiştir. Fama (970) etin finansal piyasayı, menul ıymetlerin fiyatlarının piyasadai tüm bilgiyi tam olara yansıttığı piyasa olara tanımlamıştır. Etin piyasalar hipotezi piyasadai tüm bilginin hisse senedi fiyatları içinde olduğu, bu nedenle de hisse senetlerinin değerinde az ya da ço fiyat üzerinden işlem göremeyeceğini ve bu oşullar altında yatırımcıların piyasa ortalamasının üzerinde getiri elde edemeyecelerini ifade etmetedir. Hisse senedi fiyatları gelecetei eonomi faaliyetlerin öncü göstergeleri olara abul edilmetedir. Bu nedenle maro eonomi değişenler ve hisse senedi fiyatları arasındai etileşimler önemlidir. Ülelerin maro eonomi politialarının formülasyonunda faiz oranı ve para arzı gibi maro eonomi değişenlerdei ayarlamalar hisse senedi fiyatlarına uygulanan faiz oranını etileyebilir. Maro eonomi değişenlerdei değişililer hissesenedi fiyatlarına yansıması ve bu onuda Etin Piyasalar Hipotezi apsamında piyasada oluşan bilgi aışı yatırımcıların anormal ar elde etmelerinin önüne geçmetedir (Maysami vd., 2004: 48). Bir başa açıdan gelenesel Keynesyen yalaşımda para politası ararlarındai değişililer parasal aratım meanizması vasıtasıyla eonomiyi etiler. Örneğin, genişlemeci para politiası uygulaması sonucu para arzındai bir artış faiz orananının düşmesine ve bunun sonucunda sermaye maliyetinin düşmesine ve bunun sonucunda da yatırım harcamaları ve çıtı düzeyinde bir artışa yol açar (Sieng ve Leng, 2003:). James Tobin (969) ortaya atılan Tobin Q teorisi de Keynesyen sürece benzer şeilde para arzındai bir değişili faiz oranları aracılığı ile hisse senedi fiyatları ve yatırım harcamalarında bir değişiliğe yol açar ve sonuçta eonominin üretim seviyesi değişir (Mishin, 995: 6). Hisse senedi fiyatları ve maro eonomi değişenler arasındai ilişi onusundai yalaşımlar zamanla değişmiştir. Hisse senedi fiyatları üzerinde etili olan fatörler tahmin edilmele birlite, bu fatörlerin hangi ölçüde etili olalabileceğini esin bir şeilde saptama olduça güçtür. Bazı durumlarda yatırımcıların pisoloji davranışları ön plana çımatadır. Piyasa oşullarında ve maro eonomi değişenlerde bir değişili olmadığı halde hisse senedi fiyatlarında değişili görülebilmetedir. Bu açıdan baıldığında, hisse senedi fiyatlarını etileyen unsurları belirlenmesi gere yatırımcı gerese aademi çevreler açısından önemle üzerinde durulan bir onudur. Hisse senedi fiyatları ile maroeonomi değişenler arasındai ilişiler yaın zamana adar birço çalışmaya onu olmuştur (Maysami vd., 2004; Dizdarlar ve Derindere, 2008; Gençtür, 2009; Barbic ve Condic-Juric, 20; Hsing, 204; Altınbaş vd., 205;). Türiye de 2000M-206M2 döneminde hisse senedi fiyat endeleri ve maro eonomi değişenler arasında bir ilişi olup olmadığını araştıran bu çalışma dört bölümden oluşmatadır. Giriş bölümünden sonrai iinci bölümde ulusal ve uluslararası düzeyde araştırma onusu ile ilgili literatüre yer verilmiştir. Üçüncü bölümde çalışmanın metodolojisi, veri ve değişenleri ile

3 776 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), ilgili açılamalar yapılmıştır. Dördüncü bölümde ampiri bulgulara ve beşinci bölümde çalışmanın sonucu yer almatadır. 2. Literatür Eonomi değişenlerin hisse senedi fiyatları üzerindei etisini inceleme için ço sayıda araştırma yapılmıştır. Çalışmanın bu bölümünde onuyla ilgili ulusal ve uluslararası literatür ronoloji sıraya göre aşağıda özetlenmiştir. 2.. Uluslararası literatür Chen vd. (986), hisse senedi fiyatları ile çeşitli maro eonomi değişenler (uzun ve ısa dönem faiz oranları, belenen ve belenmeyen enflasyon oranı, sanayi üretim indesi) arasındai ilişiyi Ameria Birleşi Devletler (ABD) için araştırmışlardır. Seçilen maroeonomi değişenler ile ABD hisse senedi piyasası getirileri arasında güçlü orelasyon ilişisi olduğu ve sanayi üretim endesinin, ABD hisse senedi getirilerinin açılanmasında en önemli eten olduları sonucuna varılmıştır. Fung ve Lee (990), hisse senedi getirileri ile enflasyon ve para arzı arasındai uzun vadeli ilişileri Tayvan için incelemişlerdir. Çalışmanın bulgularına göre hisse senedi getirileri ile enflasyon ve para arzı arasında herhangi bir ilişiye rastlanamamıştır. Granger vd. (2000), bir grup Asya ülesi için yapmış olduları çalışmada Japonya ve Tayland için döviz urundan hisse senedi fiyatlarına doğru pozitif bir orelasyon ilişisi tespit edilmiştir. Tayvan için hisse senedi fiyatları ve döviz uru arasında negatif bir orelasyon vardır. Endonezya, Kore, Filipinler ve Malezya için ise ii değişen arasında güçlü orelasyon ilişisi tespit edilmiştir. Al-Sharas (2004), seçilmiş bazı maroeonomi değişenlerin (yani, para arzı, faiz oranı ve enflasyon) Amman Menul Kıymetler Borsası'nda (ASE) etisini belirleme için vetör hata düzeltme modelini (VECM) ullanmıştır. Ampiri sonuçlar, hisse senedi fiyatları ile seçilen maroeonomi değişenler arasında uzun vadeli denge ilişisinin olduğu ve ayrıca, para arzı ile sanayi üretim endesinin hisse senedi fiyatları ile pozitif bir ilişi gösterdiğini, buna arşın tüetici fiyat endesinin hisse senedi fiyatları ile negatif bir ilişi içinde olduğunu göstermiştir. Sardar vd. (2004), hisse senedi fiyatları ile maro eonomi değişenler arasındai ilişiyi dönemi verileri ile Tayvan için Engle-Granger nedenselli ve eş bütünleşme testi ile araştırmışlardır. Elde edilen sonuçlar, hisse senedi fiyatlarının faiz oranları ve döviz urundan uzun vadede olumlu yönde etilendiğini; tüetici fiyat endesinin uzun vadede hisse senedi fiyatları üzerinde negatif etilerinin olduğunu göstermiştir. Wong vd. (2005), ABD ve Singapur un maro eonomi değişenleri ile hisse senedi fiyatları arasındai ilişiyi zaman serisi yönteme ile test etmişlerdir. İi üleli modelde Oca 982'den Aralı 2002'ye adar olan zaman serisi verileri ullanılmıştır. Wong vd. (2005) Singapur hisse senedi fiyatlarının faiz oranı ve para arzı ile uzun dönemli bir denge ilişisi sergilediğini, anca ABD için benzer bir ilişi bulunmadığını tespit etmişlerdir. Adam ve Twenenboah (2008), Gana için tüetici fiyat endesi, döviz urunun hisse senedi fiyat hareetleri üzerindei rolünü incelemişlerdir. Johansen'ın eş bütünleşme testinin ullanıldığı çalışmada, maroeonomi değişenler ile hisse senedi fiyatları arasında uzun vadeli bir ilişi olduğu sonucuna varılmıştır.

4 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Mau ve Atanda (2009), 984 ile 2007 yılları arasında Nijerya için Hata Düzeltme Modeli ullanara enflasyon oranı, döviz uru, para arzı ile hisse senedi fiyatları ilişisini incelemişlerdir. Çalışmadan elde edilen sonuçlar, seçilen değişenlerin hisse senedi fiyat endesi üzerinde belirgin bir etiye sahip olduğunu göstermiştir. Asaolu ve Ognumuyiwa (20), 986 ile 2007 arasındai dönemde Nijerya için hisse senedi fiyat endesi üzerinde maroeonomi değişenlerin etisini araştırmışlardır. Nedenselli testinden elde edilen sonuçlar, hisse fiyatları ile seçilmiş douz maro eonomi değişen arasında herhagi bir nedenselli ilişisinin olmadığını, sadece döviz urundan hisse senedi fiyat endesine doğru bir nedenselli olduğunu göstermiştir. Bununla birlite, Johansen Eş-bütünleşme testi, hisse senedi fiyatları ile maroeonomi değişenler arasında uzun vadeli bir ilişi bulunduğunu doğrulamıştır Ulusal literatür Dizdarlar ve Derindere (2008), İMKB 00 endesi ile 4 temel maro eonomi değişen arasındai ilişiyi 2005:0-2007:2 donemi aylı verilerini ullanara zaman serisi yöntemi ile araştırmışlardır. Çalışma sonucu döviz urunun İMKB 00 endesini etileyen en onemli fator olduğu tespit edilmiştir. Zügül ve Şahin (2009), IMKB 00 Endesi ile seçilmiş bazı maro eonomi değişenler arasındai ilişiyi En Küçü Kareler yöntemi ile incelemişlerdir. Elde edilen sonuçlara göre, M para arzı, döviz uru ve faiz oranı ile hisse senedi getiri endesi arasında negatif yönlü bir ilişi olduğu, buna arşılı enflasyon oranıyla İMKB 00 Endesi arasında pozitif yönlü bir ilişi olduğu ortaya çımıştır. Kaya vd. (203), İMKB 00 Endesi ile faiz oranı, para arzı, sanayi üretim endesi ve döviz uru arasındai ilişiyi İncelemişlerdir. Oca 2002 ile Haziran 202 dönemlerini apsayan en üçü areler tahmin yöntemi ullanılmıştır. Çalışmadan elde edilen sonuçlara göre, hisse senedi getirileri ile para arzı (M2) arasında pozitif yönlü, döviz uru ile negatif yönlü bir ilişi olduğu tespit edilmiştir. Altınbaş vd. (205), döviz uru, sanayi üretim endesi ve petrol fiyatlarından oluşan maroeonomi değişenlerin BİST-00 endesi üzerindei etisini Johansen eş bütünleşme testi, vetör hata düzeltme modeli ve Granger nedenselli testi ile araştırmışlardır. Sonuçta döviz uru değişeni BİST-00 üzerinde açılayıcılığa sahip te fatör olara bulunmuştur. Ayrıca, BİST-00 ün yalnızca petrol değişeni için Granger nedenselliğine sahip olduğu görülmüştür. 3. Metodoloji Bu çalışmada, 2000M-206M2 döneminde Türiye de hisse senedi fiyatı ile maroeonomi değişenler arasında ilişi olup olmadığı analiz edilmiştir. Analiz için yapısal ırılmayı diate alan birim ö ve eş-bütünleşme testleri ullanılmıştır. Çalışmada ullanılan değişenler aşağıdai gibidir: SP: Hisse Senedi Fiyatı Endesi IPI: Sanayi Üretim Endesi FAİZ: İnterban Faiz Oranı M: M Para Arzı

5 778 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), EXC: Dolar/TL uru CPI: Tüetici Fiyat Endesi Çalışmada ullanılan veriler OECD eletroni veri tabanından elde edilmiştir. Veriler orjinal değerdir. 3.. Lumsdaine-Papell Birim Kö Testi Lumsdaine-Papell (997) tarafından geliştirilen birim ö testinde Zivot Andrews (992) testindei modeller ii ırılmaya izin verip genişletilere, Model AA ve Model CC olara adlandırılmışlardır. Model AA sadece düzeyde ii ırılmaya izin veriren, Model CC hem düzeyde hem de trendde ii ırılmaya izin vermetedir. Zivot Andrews modeline e olara ilave bir ula değişen elenmetedir. Lumsdaine-Papell testinde ullanılan Model AA ve Model CC aşağıdai gibidir: Model AA; D y = a + b + g y + f DU + j DT + dd y + e t t t- t t i t-i t i= DU ìt > TB = í î diğer 0 ìt > TB ien t -TB DT = í î diğer 0 Model CC; D y = a + b + g y + f DU + j DT + f DU2+ j DT2+ dd y + e t t t- t t 2 2 i t-i t i= DU ìt > TB ìt > TB ien t -TB = í DT = í î diğer 0 î diğer 0 Yuarıdai modellerde, TB il, TB2 iinci ırılma zamanını göstermetedir. DU sadece sabitte ırılmaya izin veren ırılma için ula değişeni, DT ise iinci ırılma tarihi için ula değişeni ifade etmetedir. Modeller, tüm olası ırılma tarih çiftleri (TB, TB2) için tahmin edilir. Kırılma tarihleri olara α nın t istatistiğini minimum yapan değerler seçilir. Uygun gecime uzunluğu olara t- anlamlılı yönteminin ullanılması önerilmetedir. Lumsdaine-Papell testinin hipotez testi aşağıdai gibidir: Ho: Yapısal değişim olmadan seri birim ölüdür. H: 2 Yapısal değişimle birlite seri durağandır Mai Eşbütünleşme Testi Maroeonomi değişenlerin birçoğu düzey değerinde durağan değildir. Durağan olmayan zaman serileriyle yapılan regresyon analizlerinin anlamlı olabilmesi ve gerçe ilişileri yansıtabilmesi, anca bu zaman serileri arasında bir eş bütünleşme ilişisinin varlığıyla mümün olmatadır (Gujarati, 999: 73).

6 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Eğer, seriler arasında bir eş bütünleşme ilişisi varsa, düzey değerleriyle yapılaca analizde, bir sahte regresyon problemiyle arşılaşılmayacatır. Anca, uzun dönemde birlite hareet eden değişenlerin, dinami davranışları denge ilişisinden bazı sapmalar gösterebilir Bu, eş bütünleşi değişenlerin temel bir özelliği olup, ısa dönem dinamiği üzerinde belirleyici bir rol oynar. Bu süreçle ortaya çıan dinami model, hata düzeltme modeli olara adlandırılır (Enders, 995:8). Analizde ullanılan serilerde yapısal ırılmaların varlığı durumunda, birim ö testlerinde olduğu gibi, seriler arasındai uzun dönem ilişisinin varlığını inceleyen eşbütünleşme testleri de sapmalı sonuçlar verir. Bu nedenle, eş bütünleşme testlerinde de yapısal ırılmaların etilerinin diate alınması geremetedir (Göçer ve Heparşı, 203:3). Mai (202) eşbütünleşme testi, Gregory ve Hansen (996) in bir, Hatemi-J (2008) nin ii yapısal ırılmayı diate alan testlerinden farlı olara beş adet yapısal ırılmayı diate almatadır. Bu test, seriler arasındai eşbütünleşme ilişisini beş adet yapısal ırılmaya adar test edebilmete ve yapısal ırılma tarihlerini verebilmetedir. Özellile, eşbütünleşme denleminde üç ve daha fazla yapısal ırılma olduğunda Gregory ve Hansen (996) ve Hatemi-J (2008) yöntemleri yetersiz almatadır. Mai (202) eşbütünleşme testi ise bu sorunu gidermetedir. Bu yöntemde analize alınaca bütün serilerin I() olması geremetedir. Bu testte sıfır hipotezi yapısal ırılmalar altında eşbütünleşme olmadığını, alternatif hipotez ise yapısal ırılmalar altında eşbütünleşme olduğunu ifade etmetedir. Mai (202), yapısal ırılmaların varlığı durumunda seriler arasında eşbütünleşme ilişisi olup olmadığını test edebilme için dört farlı model geliştirmiştir. Bu modeller; Model 0: Sabit terimde ırılma var, trendsiz model, y = a + a K + bx + u t i i, t t t i= Model : Sabit terim ve eğimde ırılma var, trendsiz model, y = a + a K + bx + b xk + u t i i, t t i i i, t t i= i= () Model 2: Sabit terim ve eğimde ırılma var, trendli model, y = a + a K + hx+ bx + b xk + u t i i, t t i i i, t t i= i= (2) Model 3: Sabit terim, eğim ve trendde ırılma var, y = a + a K + ht + htk + bx + b x K + u t i i, t i i, t t i i i, t t i= i= i= (3) 3.3. Eşbütünleşme tahmin yöntemleri Çalışmada Dinami En Küçü Kareler (DOLS) ve Tam Değiştirilmiş En Küçü Kareler (FMOLS) gibi uzun dönemli ilişileri tahmin eden panel eşbütünleşme tahmin yöntemleri ile

7 780 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), hem uzun hem de ısa dönemli ilişileri tahmin edebilen Ortalama Grup Tahmincisi (MGE) ve Dinami Sabit Etiler Tahmincisi ullanılmıştır. Model tahmini için En Küçü Kareler (EKK) tahmincisini uygulama basit olmasına rağmen bazı sorunlara neden olabilir. Modeli oluşturan değişenlerdei dinami eti EKK yönteminde diate alınamaz. Ayrıca, üçü örneleme sahip bir modeli tahmin etmede EKK yöntemi sapmalı sonuçlar verebilir. Bu sapmalar, R " nin yanlış hesaplanmasına neden olabilir. Ayrıca iiden fazla açılayıcı değişen olduğu zaman, birden fazla eşbütünleşme ilişisi ya da eşbütünleşi vetör olabilir ve bu durumu itisadi olara açılama olduça zordur. Bunun dışında EKK yönteminin parametre tahminlerini doğru yapmasına engel olan içselli sorunu olabilir. EKK yöntemine bağlı olan bu sorunlar, yeni yöntemlerin gelişmesine neden olmuştur. Stoc ve Watson (993) tarafından geliştirilen DOLS bu yöntemlerden biridir. Bu yöntem EKK yönteminde meydana gelen üçü örnelem ve dinami yapının göz ardı edilmesi sorununu ortadan aldırır. Bu yöntem, sağlam (robust) te denlem yalaşımıdır ve açılayıcı değişenlerin bir gecimeli değerinin ve bir sonrai değerinin alınmasıyla içselli sorununu ortadan aldırır. Ayrıca, bu yöntemde otoorelasyon sorunu Genelleştirilmiş En üçü Kareler (Generalized Least Sequares-GLS) yöntemiyle ortadan aldırılır. DOLS ile model tahmini aşağıdai gibidir: Y = b + bx + d D X - + u t 0 j t j t j=-q p (4) Eşitli 4 de Y, bağımlı değişeni, X açılayıcı değişenlerin matrisini, t b eşbütünleşi vetörü, p gecime uzunluğunu (lag), q ise sonrai dönem değerini (lead) ifade etmetedir. Çalışmada ullanılan diğer bir eşbütünleşme tahmin yöntemi FMOLS dir. FMOLS eşbütünleşi regresyonların optimal tahminlerini elde etme için Phillips ve Hansen (990) tarafından geliştirilmiştir. FMOLS, EKK yöntemini eşbütünleşme ilişisinden aynalanan içselli sorununu ve otoorelasyon etisini açılama için düzenler. Bu yöntem, açılayıcı değişenler I() veya I(0) olduğu durumlarda ullanılabilir. FMOLS yöntemine göre model oluşturma için il olara aşağıdai eşitli oluşturulur: y = Ax + u (5) t t 0t Burada A, n x m boyutunda matristir. x t, m=( m + m 2 ) boyutunda eşbütünleşi vetördür. Pedroni (2000) çalışmasında farlı panel eşbütünleşme tahmin yöntemlerinin asimptoti özellilerini analiz etmiştir. Pedroni yapmış olduğu analiz sonucunda FMOLS yönteminin üçü örnelemlerde bile iyi sonuç verdiği sonucuna ulaşmıştır. DOLS ve FMOLS aralarında eşbütünleşi olan değişenlerde uzun dönem ilişisini tahmin etmetedir. Ortalama Grup Tahmincisi (MGE) ve Dinami Sabit Etiler Tahmincisi ise değişenler arasında ısa ve uzun dönem ilişisini analiz edebilmetedir.

8 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Bulgular 4.. Ampiri bulgular Hisse senedi fiyatı ile maroeonomi değişenler arasında ilişi olup olmadığını analiz etme için il olara serilerin durağanlığı analiz edilmiştir. Tablo. Lumsdaine-Papell Birim Kö Testi Model AA sonuçları Değişenler TB α β ᴪ TB2 SB 2005:05 200: ( ) (-.8543) (3.526) IPI 2008:09 204: (-6.05) (-5.207) (-3.47) FAİZ 2003: : (-5.680) (-5.02) (-5.30) M 2006:08 203: (-.6289) ( ) (2.39) CPI 2005:05 203: (-3.878) (-.854) (3.526) EXC 2004:09 204: (-3.456) (3.853) (Not: Parantez içindei değerler t-istatisti değerini göstermetedir. Kriti değerler %, %5 ve %0 anlam seviyesinde sırasıyla , ve dir. ***, ** ve * sırasıyla %, %5 ve %0 anlamlılı düzeyini göstermetedir). Tablo e göre sabitte ırılmayı diate alan Model AA için değişenlerin hiçbiri düzeyde durağan değildir. Dolayısıyla, tüm değişenler birim ö içermetedir. Tablo 2. Lumsdaine-Papell Birim Kö Testi Model CC sonuçları Değişenler TB α β ᴪ TB2 SB 2008:08 20: IPI 2008:09 202: FAİZ 2004: 2009: M 2009:02 20: CPI 2003:0 20: EXC 2003:03 202: Not: Parantez içindei değerler t-istatisti değerini göstermetedir. Kriti değerler %, %5 ve %0 anlam seviyesinde sırasıyla -7.90, ve dir. ***, ** ve * sırasıyla % %5 ve %0 anlamlılı düzeyini göstermetedir.) Hem sabit hem de trendde ırılmaya izin veren Model CC sonuçları da Model AA sonuçlarıyla aynı doğrultudadır. Bu sonuçlar hisse senedi fiyatı, sanayi üretim endesi, faiz oranı, m para arzı tüetici fiyat endesi ve nominal döviz uru serilerinin birim ö içerdiğini göstermetedir.

9 782 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Serilerin durağanlı sınaması yapıldıtan sonra seriler arasında uzun dönem ilişi olup olmadığı analiz edilebilir. Yapılan eş-bütünleşme testi için hisse senedi fiyat endesi bağımlı, diğer değişenler bağımsız değişen olara ullanılmıştır. Tablo 3. Mai Eş-bütünleşme Testi sonuçları Ma.KırılmaSa yısı Kırılma Sayısı Kırılma Tarihi Test İstatistiği Kriti değerler , *** Model0 Model Model2 Model Kriti değerler, Mai (202) nin Tablo dei riti değerleridir. Bu riti değerler %5 düzeyinde riti değeri ifade etmetedir. ***, % önem düzeyinde eş-bütünleşme ilişisinin olduğunu ifade etmetedir. Tablo 3 e göre test istatistiği tüm riti değerlerden büyütür. Bu yüzden seriler arasında eşbütünleşme ilişisi vardır. Seriler arasında eş-bütünleşme ilişisi bulundutan sonra model tahmin edilebilir. Tablo 4. FMOLS Tahminci sonuçları Katsayı St.Hata Olasılı Değeri M E CPI EXC FAIZ IPI D D *** ve *, % ve % 0 düzeyinde anlamlılığı ifade etmetedir. Tablo 4 e göre M, CPI, EXC ve ula değişenler D ve D2 istatistisel olara anlamlıdır. M ve CPI pozitif işaretlidir. EXC ise negatif işaretlidir. Buna göre, M para arzı ve tüetici fiyat endesi arttığında hisse senedi fiyat endesi de artmatadır. Ayrıca, nominal döviz uru artarsa hisse senedi fiyat endesi azalmatadır. Tablo 5. DOLS Tahminci sonuçları Değişen Katsayı St.Hata Olasılı Değeri M E CPI EXC FAIZ IPI D D2 *** ve *, % ve % 0 düzeyinde anlamlılığı ifade etmetedir. Gecimeler ve öncüller DOLS tahmincisi için olara seçilmiştir. Tablo 5 DOLS sonuçlarını göstermetedir. DOLS sonuçları FMOLS sonuçlarıyla aynı doğrultudadır. Sadece, FMOLS sonuçlarına e olara İPİ de istatistisel olara anlamlı ve pozitif bulunmuştur.

10 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Sonuç Hisse senedi fiyatları gelecetei eonomi faaliyetlerin öncü göstergeleri olara abul edilmetedir. Bu nedenle maro eonomi değişenler ve hisse senedi fiyatları arasındai etileşimler önemlidir. Ülelerin maro eonomi politialarının formülasyonunda faiz oranı ve para arzı gibi maro eonomi değişenlerdei ayarlamalar hisse senedi fiyatlarına uygulanan faiz oranını etileyebilir. Maro eonomi değişenlerdei değişililer hissesenedi fiyatlarına yansıması ve bu onuda Etin Piyasalar Hipotezi apsamında piyasada oluşan bilgi aışı yatırımcıların anormal ar elde etmelerinin önüne geçmetedir (Maysami vd., 2004: 48). Bu çalışmada, 2000M-206M2 döneminde Türiye de hisse senedi fiyatı ile maroeonomi değişenler arasında ilişi olup olmadığı analiz edilmiştir. Analiz için yapısal ırılmayı diate alan birim ö ve eş-bütünleşme testleri ullanılmıştır. Çalışmada il olara serilerin durağanlığı Lumsdaine-Papell (997) birim ö testi ile analiz edilmiştir ve tüm serilerin birim ö içerdiği tespit edilmiştir. Daha sonra seriler arasında uzun dönem ilişiyi sınama için Mai (202) eşbütünleşme testi ullanılmıştır ve eşbütünleşmenin mevcut olduğu saptanmıştır. Bu sonuca göre, değişenler uzun dönemde birlite hareet etmetedir. Eş bütünleşme tahmin yöntemi olara, DOLS ve FMOLS gibi uzun dönemli ilişileri tahmin eden panel eşbütünleşme tahmin yöntemleri ile hem uzun hem de ısa dönemli ilişileri tahmin edebilen Ortalama Grup Tahmincisi ve Dinami Sabit Etiler Tahmincisi ullanılmıştır. FMOLS tahmin sonuçlarına göre, M para arzı ve tüetici fiyat endesi arttığında hisse senedi fiyat endesi de artmatadır. Ayrıca, nominal döviz uru artarsa hisse senedi fiyat endesi azalmatadır. DOLS sonuçları FMOLS sonuçlarıyla aynı doğrultudadır. Sadece, FMOLS sonuçlarına e olara sanayi üretim endesi de istatistisel olara anlamlı ve pozitif bulunmuştur. Tahminci sonuçları M para arzı, tüetici fiyat endesi ve sanayi üretim endesi ile hisse senedi fiyat endesi arasında anlamlı ve pozitif ilişi olduğu tespit edilmiştir. Döviz uru ile hisse senedi fiyat endesi arasında ise anlamlı ve negatif ilişi saptanmıştır. Kaynaça Adam, A.M., & Tweneboah, G. (2008). Macroeconomic Factors & Stoc Maret Movement: Evidences from Ghana. MPRA Paper, (2556), 2-26 Altınbaş, H., Kutay, N., & Aaya, G. C. (205). Maroeonomi Fatörlerin Hisse Senedi Piyasalari Üzerindei Etisi: Borsa İstanbul Üzerine Bir Uygulama. Eonomi ve Yönetim Araştırmaları Dergisi 205, Arslan, S., & Özpınar, İ. (2008). Öğretmen Nitelileri: İlöğretim Programlarının Belentileri ve Eğitim Faültelerinin Kazandırdıları. Necatibey Eğitim Faültesi Eletroni Fen ve Matemati ğitimi Dergisi (EFMED), 2(), Barbic, T., & Condic-Juric, I. (20). Relationship Between Macroeconomic Fundamentals And Stoc Maret Indices In Selected Cee Countries. Eonomsi Pregled, 62(3-4),3-33. Dizdarlar, H. I., & Derindere, S. (2008). Hisse Senedi Endesini Etileyen Fatörler:İmb 00 Endesini Etileyen Maro Eonomi Göstergeler Üzerine Bir Araştirma. Yönetim,9(6),3-24. Gelbal, S., & Kelecioğlu, H. (2007). Öğretmenlerin ölçme ve değerlendirme yöntemleri haındai yeterlili. Hacettepe Üniversitesi Eğitim Faültesi Dergisi, (33),

11 784 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Gençtür, E., & Sarpaya, G. (2009). Sosyal Bilgiler Öğretmenlerinin Yeterlileri. Anara: Pegem Aademi. Gençtür, M. (2009). Finansal Kıriz Dönemlerinde Maro eonomi Fatörlerin Hisse Senedi Fiyatlarına Etisi. Süleyman Demirel Üniversitesi İİBF Dergisi, 4(), Gürbüzoğlu Y. S. (206). Miroöğretim Uygulamalarında Aran Değerlendirmelerini Etileyen Nitelilerin Belirlenmesi. Kastamonu Eğitim Dergisi, 24(4), Hatemi-J, A. (202). Asymmetric causality tests with an application. Empirical Economics, 43(), Hsing, Y. (204). Impacts of Macroeconomic Factors on the Stoc Maret in Estonia. Journal of Economics and Development Studies, 2(2), Karan, M. B. (200). Yatırım Analizi ve Portföy Yatırımı. Anara: Gazi Kitabevi. Kaur, H., Singh, J., & Gupta, N. (206). Impact of Macroeconomic Variables On Stoc Maret: A Review of Literature. I J A B E R, 4(4), Kaya, V., Çömleçi, İ., & Kara, O. (203). Hisse Senedi Getirilerini Etileyen Maroeonomi Değişenler Türiye Örneği. Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi (35), Maysami, R. C., Howe, L. C., & Hamzah, M. A. (2004). Relationship between Macroeconomic Variables and Stoc Maret Indices: Cointegration Evidence from Stoc Exchange of Singapore s All-S Sector Indices. Jurnal Pengurusan, (24), Mishin, S. F. (995). Symposium on the Monetary Transmission Mechanism. Journal of Economic Perspectives,(9), 3-0. Özer, A., Kaya, A., & Özer, N. (20). Hisse Senedi Fiyatları ile Maroeonomi Değişenlerin Etileşimi. Douz Eylül Üniversitesi İtisadi ve İdari Bilimler Faültesi Dergisi, 26(), Seferoğlu, S. S. (2004). Öğretmen Adaylarinin Öğretmen Yeterlilileri Açisindan Kendilerini Değerlendirmeleri. Hacettepe Üniversitesi Eğitim Faültesi Dergisi, (26), Seferoğlu, S. S. (2004a). Öğretmen Yeterlilileri ve Meslei Gelişim. Bilim ve Alın Aydınlığında Eğitim, (58), Sieng, C. C., & Leng, G. K. (2003). Linages Of Economic Activity, Stoc Price And Monetary Policy: The Case Of Malaysia. Faculty of Economics & Administration University of Malaya. Retrieved from: Şahin, A. (2004). Öğretmen Yeterlilerinin Belirlenmesi. Bilim ve Alın Aydınlığında Eğitim, 5(58), Zügül, M., & Şahin, c. (2009). IMKB 00 Endesi ile Bazı Maroeonomi Değişenler Arasındai İlişiyi İncelemeye Yöneli Bir Uygulama. Aademi Baış, 6(4), -6.

12 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). Hisse senedi fiyat endesi ile maroeonomi değişenler arasındai ilişinin analizi: Türiye örneği. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), Extended abstract in English Stoc maret have functions of meeting the requirements of the capital maret, of contributing to the spread of capital to the base, and of being a maret model that provides nowledge to the investors (Karan, 200:4). The stoc price is defined as the discounted value of capital flows expected in the future. Due to the fact that stoc prices are dependent on discount rate, ris free interest rate, and ris prime values, the expected cash flows emerge as a function of macroeconomic variables such as maret interest rate and inflation rate (Özer et al., 20:64). The relationship between the stoc prices and the macroeconomic variables shed a light on other theoretical evaluations through the Dividend Discount Model proposed by Miller and Modigliani (96). According to the model, the current price of a stoc is equal to all share of all cash flows in the future. Therefore, the determiners of the stoc prices are desired income rate and expected cash flows which mae it believe that economic factors that affect the future cash flows and desired income rate have an influence on stoc prices (Kaur et al., 206, 67). Macroeconomic factors are important and determining factors on long term investment horizon, because, as expressed by King (966), the average of stoc prices subjection to macroeconomic factors is 50%. The Efficient Maret Hypothesis (EMH) that was put forward in 970s on the relationship between stoc prices and macroeconomic variables has brought a different perspective on this. Fama (970) defined the efficient financial maret as a maret where security prices completely reflect all the nowledge in the maret. The Efficient Maret Hypothesis expresses that all the nowledge is in the stoc prices; that, therefore, stocs are not able to be processed at their prices more or less; and that investors cannot gain a return over the maret average under these circumstances. Stoc prices are accepted as pioneering indicators of future economic activities. Thus, the interaction between macroeconomic variables and the stoc prices are crucial. In the formulation of the economic policies of countries, arrangements in the variables of macroeconomic variables such as the interest rate and money supply might affect the interest rate applied in the stoc prices. The reflection of the changes in the macroeconomic variables on stoc prices and the nowledge transfer generated within the scope of the Efficient Maret Hypothesis preclude investors from gaining abnormal profit (Maysami et al., 2004:48). The approaches on the relationship between stoc prices and macroeconomic variables have changed in time. Besides the fact that the factors which are effective on stoc prices can be estimated, precise determination of how much these factors are effective is difficult. In some cases, psychological behavior of the investor can be in the foreground. Even though there is no change in the maret conditions and in the macroeconomic variables, changes in the stoc prices can be seen. From this perspective, determination of the factors that affecting the stoc prices is a topic on the agenda both for the investors and for academics. The relationship between stoc prices and macroeconomic variables has been a topic for many studies until recently (Maysami et al., 2004; Dizdarlar and Derindere, 2008; Gençtür, 2009; Barbic and Condic- Juric, 20; Hsing, 204; Altınbaş et al., 205). This study comprises five sections. In the second section following the introduction, literature was presented at a national and international scale. In the third section, methodology, data and variables are explained. In the fourth section, empirical findings were presented and in the fifth section, the results of the study are given.

13 786 Sancar, C., Uğur, A., Abaş, Y.E. (207). The analysis of the relationship between stoc price index and the macroeconomic variables: Turey example. International Journal of Social Sciences and Education Research, 3(5), In this study, whether there is a relationship between stoc prices and macroeconomic variables in Turey for the period between 2000M-206M2 is analyzed. For the analysis, unit root test that tae structural breas into consideration and co-integration tests were used. The variables used in the study are as follows: SP: Stoc Prices IPI: Industry Production Index FAIZ: Interban Interest Rate In the study, the Lumsdaine-Papell (997) unit root test was used. In the unit root test developed by Lumsdaine-Papell (997), the models in the Zivot Andrews (992) test were named as Model AA and Model CC by being expanded through allowing two breas. While the Model AA allows only two breas at level, the Model CC allows two breas both at level and at trend. In addition to the Zivot Andrews test, a puppet variable is added. For the co-integraton analysis, the Mai (202) co-integration test was used. This test can tae five structural breas into account unlie Gregory and Hansen (996), which taes only one, and Hatemi-J (2008), which taes only two. This test can test co-integration relationship among the variables up to five structural breas and can present the structural brea dates. As the co-integration estimation method, both panel co-integration estimation methods that estimate long-term relationships such as Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS) and Fully Modified Ordinary Least Squares (FMOLS) as well as the ones that estimate both long and short-term relationships such as Mean Group Estimators (MGE) and Dynamic Fixed Effects Estimator. In the study, whether there is a relationship between the stoc prices and the macroeconomic variables in Turey for the period between 2000M and 206M2. For the analysis, unit root tests and co-integration tests that tae structural breas into account were used. In the study, the stationarity structure of the series was tested. As a result of the analysis, it was concluded that all the series include unit root. Then, it was determined that there is co-integration as a result of the co-integration test performed in order to test the long-term relationship among the series. Finally, estimator results show that there is a significant and positive relationship among M, CPI, IPI and SP. A negative but significant relationship was determined between EXC and SP.