AVRASYA Uluslararası Araşırmalar Dergisi Cil : 6 Sayı : 15 Sayfa: 808825 Kasım 2018 Türkiye Araşırma Makalesi TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME, İHRACAT VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN ANALİZİ Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ Ekonomik büyüme, ihraca ve hisse senedi fiyaları arasındaki ilişki bugüne kadar yapılan çalışmalarda sıklıkla vurgulanmış ve bu makro ekonomik değişkenler arasındaki ilişkiyi doğrulayan güçlü kanılar elde edilmişir. Finansal piyasaların gelişmesi sonucu hisse senedi piyasaları, ülkelerin ekonomik büyüme ve kalkınmasındaki önemini gün geçikçe daha da arırmışır. Ülkelerin ekonomik kalkınmasında ve dış icare işlemlerinde poziif eki yaraan bir diğer önemli makro ekonomik değişken de ihracaır. Bu çalışmanın amacı, hisse senedi fiyaları ile ekonomik büyüme, ihraca, enflasyon ve kur arasındaki ilişkiyi 2005:01 ve 2017:12 dönemleri iibariyle analiz emekir. Değişkenlerin durağanlığı yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (Zivo Andrews) birim kök esi ile analiz edilmişir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı GregoryHansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. GregoryHansen eşbüünleşme esi sonuçlarına göre; değişkenler arasında uzun dönemli ilişki bulunmamakadır. Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisine, TodaYamamoo, HaemiJ (2012) Asimerik Nedensellik Tesi ile bakılmışır. TodaYamamoo nedensellik esine göre, ekonomik büyüme ile hisse senedi fiyaları arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. HaemiJ (2012) asimerik nedensellik esine göre; ekonomik büyümedeki negaif şokların hisse senedi piyasasında negaif şoklara doğru nedenselliğin olduğunu görülmekedir. Ayrıca hisse senedi piyasalarındaki poziif şoklardan ekonomik büyümedeki poziif şoklara doğru nedensellik söz konusudur. Kurdaki poziif şokan hisse senedi piyasasındaki negaif şoklara doğru nedenselliğin olduğu görülmüşür. ÖZ Anahar Kelimeler: Hisse Senedi Fiyaı, Ekonomik Büyüme, İhraca, Nedensellik Tesi. THE ANALYSIS OF RELATIONSHIP CAUSALITY BETWEN ECONOMIC GROWTH, EXPORT AND STOCK PRICES IN TURKEY ABSTRACT The relaionship beween economic growh, expor and sock prices has been emphasized in he sudies done so far, and here is a srong evidence confirming he relaionship beween hese macroeconomic variables. As a resul of he developmen of financial markes, he imporance of sock markes in economic growh and developmen of counries has increased consanly. Expor is anoher imporan macroeconomic variable ha has a posiive impac on he economic developmen of counries and foreign rade ransacions. The aim of his sudy is o analyze he relaionship beween sock prices and economic growh, expor, inflaion and exchange raes in 2005:01 and 2017:12 periods. The sabiliy of he variables was analyzed by uni roo es (ADF, PP) and a srucural cracking (ZivoAndrews) uni Sivas Cumhuriye Üniversiesi Turizm Fakülesi, Turizm İşlemeciliği Bölümü, Email: dilek58sahin@homail.com. ORCID: 0000000248308106. Kafkas Üniversiesi İBBF, Uluslararası Ticare ve Lojisik Bölümü Email: sdurmus_75@homail.com. ORCID:0000000341564526. Makalenin Dergiye Ulaşma Tarihi:11.11.2018 Yayın Kabul Tarihi: 13.11.2018
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 809 roo es. Wheher here is a longerm relaionship beween variables was invesigaed by GregoryHansen srucural fracure coinegraion es. According o GregoryHansen coinegraion es resuls; here is no longerm relaionship beween variables. The causaliy relaionship beween he variables was examined wih TodaYamamoo, HaemiJ (2012) Asymmeric Causaliy Tes. According o he TodaYamamoo causaliy es, here is a woway causaliy relaionship beween economic growh and sock prices. According o HaemiJ (2012) asymmeric causaliy es; i is observed ha negaive shocks in economic growh have he causaliy owards negaive shocks in he sock marke. In addiion, here is a causaliy owards posiive shocks in economic growh from posiive shocks in sock markes. The posiive shock in he exchange rae showed ha here was a causaliy owards negaive shocks in he sock marke. Keywords: Sock Price, Economic Growh, Expor, Causaliy Tes. Giriş Serbes piyasa ekonomisine geçişle birlike bir yandan finansal piyasaların önemi ararken diğer yandan döviz kuru, enflasyon gibi pek çok değişkenin hisse senedi fiyaları üzerindeki ekisi bireysel ve küresel yaırımcılar önemli hale geirmişir. Finansal piyasalar, ekonomideki mevcu fon fazlasının fon ihiyacı olan ekonomik birimlere ransfer olmasını ve böylelikle finansal sisem risk ransferi ve likidieyi sağlayarak kaynakların yaırıma dönüşmesine kakıda bulunur. Hisse senedi piyasası, uzun vadeli fon arz ve alebinin karşılaşığı piyasadır. Bu piyasalar gelişmiş ülkelerde ekin olarak çalışmaka iken; gelişmeke olan ekonomilerde çok ekin olmamasına rağmen, ülkelerin baromeresi olarak ifade edilmekedir (Akaş ve Akdağ, 2013: 51). Hisse senedi fiyaları ile makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkinin ele alınmasında, hisse senedi değerlemesinde önemli yere sahip olan kâr paylarının ve beklenen verim oranının, reel ekonomik değişkenlerden önemli ölçüde kaynaklanması gelmekedir (Kaya ve Uğurlu, 2016: 2). 1980 li yılların oralarına doğru başlayan ve günümüze değin devam eden küreselleşme eğilimiyle birlike ekonomik yapılar arasında görülen bağlılık ve geçişkenlik ararken bu yapılar arasındaki karşılıklı bağımlılık ve dış gelişmelere karşı duyarlılık da armışır. Söz konusu ekileşimin en fazla hissedildiği ekonomik gösergelerden biri de hisse senedi fiyalarıdır. Hisse senedi fiyalarının hem ulusal alanda hem de uluslararası alanda yaşanan ekonomik gelişmelerden ekilendiği görülmekedir. Bu bağlamda hisse senelerinin makroekonomik değişkenlerle ilişkisinin incelenmesi önem kazanmakadır. Bu çalışmanın esas amacı; hisse senedi fiyaları ile ekonomik büyüme, ihraca, enflasyon ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi incelemekir. Bu bağlamda çalışmada, 2005:012017:12 dönemlerine ai aylık veriler kullanılmışır. Analiz kapsamında, öncelikle değişkenlerin durağanlığına yapısal kırılmasız birim kök esi (ADF, PP) ve bir yapısal kırılmaya izin veren (ZivoAndrews) birim kök esi ile bakılmışır. Ardından değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin olup olmadığı GregoryHansen yapısal kırılmalı eşbüünleşme esi ile araşırılmışır. Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisine; TodaYamamoo nedensellik esi ve HaemiJ (2012) Asimerik Nedensellik Tesi ile araşırılmışır. Bu çalışmanın diğer çalışmalardan farkı yapısal kırılmalı esler ile analizin yapılmasıdır. Çalışmada giriş kısmından sonra, lieraür aramasına yer verilmişir. Ardından araşırmada kullanılan yönem anıılmışır. Son kısımda ise yapılan
810 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ analizler sonucu ulaşılan bulgulara yer verilerek çalışma genel bir değerlendirmenin yapıldığı sonuç bölümü ile çalışma amamlanmışır. 1.Lieraür Taraması Son yıllarda lieraürde en fazla arışılan konulardan biri de, hisse senedi fiyalarının makroekonomik değişkenlerle olan ilişkisidir. Hisse senedinin fiyaı üzerinde ekili olan fakörlerin birçoğu bilinmekle birlike, bu fakörlerin ne zaman ve hangi derecede ekili olacağını sapamak oldukça zordur. Lieraürde konu ile ilgili yapılan çalışmalardan bazılarını şu şekilde sıralamak mümkündür: Özer vd., (2011), Ocak 1996Aralık 2009 dönemine ai aylık veriler ile IMKB100 endeksi ile bazı makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkiyi espi emişir. Bağımlı değişken olarak IMKB100 endeksi, bağımsız değişken olarak da faiz oranı, para arzı, dış icare dengesi, sanayi üreim endeksi, alın fiyaları, döviz kuru ve ükeici fiya endeksi değişkeni kullanılmışır. Analiz bulgularında, hisse senedi fiyaı ile bazı makro ekonomik değişkenler arasında uzun dönemli anlamlı bir ilişki bulunmuşur. Kaya vd., (2013), Ocak 2002 ile Haziran 2012 dönemleri arasında IMKB100 endeksi geirisi ile faiz oranı, para arzı, sanayi üreim endeksi ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi çoklu regresyon modeli ile en küçük kareler ahmin yönemini kullanarak analiz emişir. Analiz bulgularında, hisse senedi geirileri ile para arzı arasında poziif yönlü, döviz kuru ile negaif yönlü bir ilişki olduğu görülmüşür. Hunjra vd., (2014), 2001 Ocak2011 Aralık dönemleri arasında aylık veriler kullanarak Pakisan da hisse senedi fiyaları üzerinde faiz oranı, döviz kuru, GSYH ve enflasyonun ekisini analiz emişir. Granger nedensellik ve eşbüünleşme esinin kullanıldığı çalışmada, kısa dönemde bağımlı değişkenler ile açıklayıcı değişkenler arasında herhangi bir ilişkinin olmadığı görülmüşür. Uzun dönemde ise güçlü bir ilişkin olduğu görülmüşür. Topçu (2014), 2011:Ocak2014:Şuba döneminde Türkiye de bileşik öncü gösergeler ile hisse sendi fiyaları arasındaki eşbüünleşme ve nedensellik ilişkisini araşırmışır. Analiz bulgularında, öncü gösergeler ile hisse senedi piyasası arasında uzun dönemli bir ilişkinin olmadığı ayrıca öncü gösergelerden hisse senedi piyasasına doğru ek yönlü nedenselliğin olduğu görülmüşür. Alınbaş vd., (2015), Ocak 2003 ve Temmuz 2012 dönemine ai aylık veriler kullanılarak, enflasyon, faiz oranı, döviz kuru, sanayi üreim endeksi ve perol fiyaları fakörlerinin BİST100 endeksi üzerindeki ekisini araşırmışır. Çok fakörlü regresyon modelinin kullanıldığı çalışmada; döviz kuru BİST100 üzerinde açıklayıcılığa sahip ek fakör olduğu görülmüşür. Sanayi ve döviz kurunun BİST100 deki değişimlerin ahmin edilmesinde kullanılabileceği buna karşılık ersinin geçerli olmadığı, BİST100 ün yalnızca perol değişkeni için Granger nedenselliğine sahip olduğu sonucuna ulaşılmışır. Tıraşoğlu ve Tıraşoğlu (2015), 1998:01 ve 2013:02 dönemleri arasında Türkiye de hisse senedi, banka kredileri ve ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Analiz bulgularında, hisse seneleri, banka kredileri ve ekonomik büyüme
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 811 arasında çoklu yapısal kırılmalar alında uzun dönemli bir ilişkinin söz konusu olduğu görülmüşür. TodaYamamoo nedensellik esinde ise, banka kredilerinden hisse senelerine, hisse senelerinden ekonomik büyümeye doğru ek yönlü bir nedenselliğin bulunduğu görülmüşür. Ulaşılan bulgular, banka kredilerinin ekonomik büyümeyi doğrudan ekilemediği ancak hisse seneleri üzerinden dolaylı olarak ekonomik büyümeyi ekilediğini gösermekedir. Coşkun vd., (2016), 2005:01 ve 2015:09 dönemleri arasında Türkiye de BİST ile faiz oranı, döviz kuru, ihraca mikarı, ihala mikarı, sanayi üreim endeksi ve alın fiyaı değişkenleri arasındaki ilişkiyi nedensellik esi ve ekiepki fonksiyonu ile incelemişir. Analiz bulguları, BİST en sanayi üreim endeksine, ihracaa ve ihalaa doğru ek yönlü bir nedenselliğin olduğu görülmekedir. Ayrıca döviz kurundan BİST e doğru ek yönlü bir nedensellik ilişkisinin olduğu görülmekedir. Kaya ve Uğurlu (2016), 1998Q1 ve 2013Q4 dönemine ai BIST100 bileşik endeks geirisi ile özel kesim nihai ükeim harcamaları, özel kesim sabi yaırım harcamaları ve GSYH değişkenleri ilişkisini ele almışır. Çok değişkenli eşbüünleşme analizi ve haa düzelme gelişirilmiş Granger nedensellik esinin kullanıldığı analiz bulgularında, hisse senedi geiri oranları ile özel kesim sabi yaırım harcamaları ve GSYH arasında iki yönlü nedenselliğin olduğu görülmüşür. Özel kesim nihai ükeim harcamaları ile hisse senedi geiri oranları ilişkisi için ek araflı nedenselliğin olduğu görülmüşür. Elde edilen bulgular, hisse senedi geiri oranları ile reel sekör arasında güçlü ilişkinin olduğunu gösermekedir. Owiredu vd. (2016), 19922012 dönemleri arasında Gana da hisse senedi piyasasını belirleyen makroekonomik fakörleri analiz emişir. Analiz bulgularında, hisse senedi piyasasının likidiesinin hisse senedi piyasası üzerinde isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmüşür. Buna karşın enflasyon, reel gelir, yuriçi asarruflar ve sermaye girişlerinin ise herhangi bir ekisine raslanılamamışır. Ho (2017), 19752015 dönemleri arasında Güney Afrika da hisse senedi piyasasının gelişimini ekileyen makroekonomik fakörleri ARDL sınır esi ile analiz emişir. Analiz bulguları; uzun dönemde bankacılık seköründeki gelişmeler ve ekonomik büyümenin hisse senedi piyasası üzerinde poziif, enflasyon oranı ve icari açıklığın ise negaif ekiye sahip olduğunu gösermekedir. Ayrıca kısa dönemde hisse senedi piyasası üzerinde ekonomik büyümenin poziif; enflasyon oranı, reel faiz oranı ve icari açıklığın ise negaif ekiye sahip olduğu espi edilmişir. Uzun ve Güngör (2017), borsa endeksi ile bazı makroekonomik gösergeler arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Bu çalışmada, ülkeler gelişmiş, gelişmeke olan ve az gelişmiş ülkeler olarak üç gruba ayrılarak ele alınmışır. Borsa endeksi, enflasyon, sanayi üreim endeksi, döviz kuru, faiz oranı ve para arzı değişkenlerinin ele alındığı çalışmada panel veri analizi kullanılmışır. Panel nedensellik analizinde gem gelişmiş hem de gelişmeke olan ülkelerde borsa endeksi ve makroekonomik değişkenlerin bazıları arasında iki yönlü nedensellik espi edilmişir. Az gelişmiş ülkelerde, borsa ve faiz oranı arasında iki yönlü, borsa ile sanayi üreim endeksi ve para arzı arasında ek yönlü bir nedenselliğin olduğu görülmüşür. Son olarak üç ülke grubu içinde borsa ve döviz kuru arasında herhangi bir nedensellik ilişkisine raslanılmamışır.
812 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ Maadeen (2017), 19892016 dönemleri arasında 14 SahraAlı Afrika ülkesinde hisse senedi piyasasının makroekonomik belirleyicilerini analiz emişir. Analiz sonuçlarına göre; ekonomik büyüme, bankacılık siseminin gelişmişliği, hisse senedi piyasasının likidiesi, yaırımlar ve makroekonomik isikrarın hisse senedi piyasasının gelişmesini belirleyen önemli fakörlerdir. Ho ve Odhiambo (2018), 2001 yılı dördüncü çeyrek ve 2016 yılı dördüncü çeyrek dönemleri arasında Filipinlerde hisse senedi piyasasının gelişimini belirleyen makroekonomik fakörleri ARDL sınır esi yönemi ile analiz emişir. Bu bağlamda bankacılık seköründeki gelişme, enflasyon oranı, döviz kuru, ekonomik büyüme, icari açıklık ve hisse senedi piyasasının likidiesinin hisse senedi piyasası üzerindeki ekisi ele alınmışır. Analiz bulgularına göre; hisse senedi piyasası üzerinde icari açıklığın uzun dönemde negaif, bankacılık seköründeki gelişmelerin ve döviz kurunun ise kısa dönemde poziif ekisinin olduğu sonucuna varılmışır. 2.Veri Sei Bu çalışmada 2005:012017:12 dönemleri arasında Türkiye de hisse senedi piyasası fiya gösergelerinden biri olan BİST100 endeksi ile ekonomik büyüme, ihraca, döviz kuru ve enflasyon arasındaki ilişki araşırılmışır. Aylık veriler olduğu için değişkenler mevsimselliken arındırılarak logarimik formları alınarak analize dâhil edilmişir. Bağımlı değişken olarak BİST100; bağımsız değişken olarak ekonomik büyüme, ihraca, döviz kuru ve enflasyon değişkeni kullanılmışır. Çalışmada kullanılan değişkenlere TCMB resmi inerne siesinden ulaşılmışır. Çalışmada kullanılan değişkenler ve kaynaklarına Tablo 1 de yer verilmişir. Hisse Senedi Fiyaı Ekonomik Büyüme Enflasyon Reel İhraca Döviz Kuru Tablo 1: Çalışmada Kullanılan Değişkenler ve Açıklamaları Değişken Açıklama Kaynak Dönem BIST100 Endeksi, Kapanış Fiyalarına Göre (Ocak1986=1) Sanayi Üreim Endeksi (2010=100) TÜFE (2010=100) (Nominal ihraca/ (2010=100) bazlı ihraca birim değeri Döviz kuru, USD alış kuru TCMBEVDS 2005:012017:12
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 813 Değişkenler arasındaki ilişkiyi şu şekilde açıklamak mümkündür: Ekonomik Büyüme: Bir ekonomide, Gayri safi milli hâsıla (GSMH), Gayri safi yuriçi hâsıla (GSYH), sanayi üreimi, imala sanayi üreimi ve sanayi kapasiesi gibi değişkenler ekonomik büyümenin emel gösergeleri olarak kullanılmakadır. Bu çalışmada ekonomik büyüme gösergesi olarak sanayi üreim endeksi kullanılmışır. Sanayi üreim endeksi, sanayi seköründe bulunan firmaların üreimlerinin göserildiği bir gösergedir. Ekonomik büyümede oraya çıkan bir arış, bireylerin gelirlerini yani servelerini arırmakadır. Servei aran bireyler ihiyaçlarını karşılamak için piyasadaki mal ve hizmelere olan aleplerini arırmakadır. Ekonomide oraya çıkan oplam alep arışının karşılanması için firmalar daha fazla üreim ve saış yapacaklardır. Böylelikle firmaların kârlılık düzeyleri aracak ve aran kârlar yeni yaırımları ve firmaların hisselerine olan yaırımların armasına dolayısıyla hisse senedi fiyalarında arışı da beraberinde geirecekir. İhraca: Yapılan ihraca sayesinde bir yandan üreim ararken diğer yandan firmaların kârlılık düzeyleri de arış göserecekir. Böylelikle ihraca ağırlıklı firmaların hisse seneleri değer kazanacak ve hisse senedi piyasasında bu eki poziif olacakır. Ekonomilerin daraldığı dönemlerde ise, üreim ve kârlar düşecek, firmalar küçülmeye gidecekler ve bu nedenden öürü hisse senedi değerleri düşecekir. Bu çalışmada bekleni, ihraca ile hisse senedi piyasası arasında poziif yönlü bir ilişkinin olacağı şeklindedir. Enflasyon: Bir ekonomide fiya isikrarı, ekonomik isikrarın emel şarı olup, düşük bir enflasyon oranıyla gerçekleşir. Enflasyon ile hisse senedi piyasasının poziif bir ilişkiye sahip olması, hisse senelerinin yaırımcıyı enflasyona karşı koruduğu görüşüyle açıklanmakadır. Yaırımcılar enflasyonun yüksek olduğu dönemlerde hisse senelerine yaırım yaparak asarruflarını enflasyona karşı koruma alına alabilirler. Enflasyonun hisse senedi piyasası ile negaif ilişkisinin olması, enflasyonda meydana gelen bir arışla firmaların varlıklarının değerinde meydana gelen arış, firmanın maliyelerinde enflasyon nedeniyle bir arış olacağından ve firmanın ürünlerinin fiyaı hem enflasyon hem de aran maliyelerden dolayı aracakır. Dolayısıyla firmanın saışları azalacak haa firmanın yaırımları da azalacakır. Yani yüksek maliyeler düşük kâr olacağı için üreimlerde azalmalar meydana gelecek. Şirke daha az emeü dağımak durumunda kalacakır. Yani enflasyondaki arışın hisse senedi fiyalarını düşüreceği düşünülmekedir. Bu ekiyi oraya çıkaranın beklenmeyen yüksek enflasyon olduğu şeklinde görüşler olmuşur. Döviz Kuru: Döviz, hisse senedinin alernaifi olarak değerlendirilebilir. Kurdaki değişme beraberinde hisse senedi fiyalarında değişmeyi beraberinde geirebilecekir. 3.Meodoloji ve Ampirik Bulgular 3.1.ADF ve PP Birim Kök Tesi Dickey ve Fuller (1979) arafından gelişirilen Augmened Dickey Fuller (ADF) esi zaman serilerinin birim kök içerip içermediğini ölçmeye yarayan, DF birim kök esinin gelişirilmiş halidir. Bu yönemde H 0 hipoezine göre seriler birim kök içerirken (durağan değilken); alernaif hipoeze göre seriler birim kök içermemekedir
814 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ (durağandır). Bu yönemde denklem (1) sabili, denklem (2) sabilirendli modelleri gösermekedir. farkını; uzunluğunu; 0 1 i i j1 k Y Y Y (1) 0 1 1 i i j1 k Y Y Y (2) Yukarıda yer alan denklem (1) ve (2) de; 0 sabi erimi;, rendi; Y 1 Y analiz edilen değişkenin birinci gecikmeli fark erimini; k, opimal gecikme haa erimini gösermekedir. Bu yönemde kasayısının sıfıra eşi olup olmadığı es edilmekedir. Bulunan es isaisiği MacKinnon ablo kriik değeriyle karşılaşırılarak, serinin durağan olup olmadığı espi edilmekedir. Phillips ve Perron (1988) arafından gelişirilen PP esi ise ADF esinden, haa erimlerinin isaisiksel olarak bağımsız olmadığı, aralarında zayıf bağımlılık olduğu ve homojen dağılım yerine heerojen dağılıma sahip olmaları gibi özelliklerle farklılaşmakadır. PP yöneminde yer alan denklemler aşağıda göserilmekedir: Y Y (3) 0 1 1 Y ( / 2) 0 1Y 1 2 T (4) Yukarıda yer alan (3) ve (4) nolu denklemler sırasıyla sabili ve sabilirendli modelleri gösermekedir. Bu modelde; Y es edilen değişkeni, 0 sabi erimi, rendi, T gözlem sayısını ve haa erimini gösermekedir. Bu yönemde es edilecek değer kasayısıdır. ADF yönemindeki gibi bulunan değer MacKinnon kriik ablo değeriyle karşılaşırılarak, serinin durağan olup olmadığı belirlenmekedir. Tablo 2 de yer alan ADF ve PP es isaisiği sonuçlarına göre; BİST100, enflasyon ve kur değişkenleri düzeyde ele alındığında değişkenlerin ablo değerleri %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde Mac Kinnon kriik değerlerinden mulak değer olarak küçük olduğu için serilerin durağan olmadığı sonucuna ulaşılır. Yani seriler hem %1, %5 hem de %10 anlam düzeylerinde durağan halde değildir. Birinci farkları alınan serilerin es sonuçları değerlendirildiğinde, ADF ve PP es isaisiği ablo değerleri %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeyinde Mac Kinnon kriik değerlerinden mulak olarak büyük olduğu için H 0: seriler birim kök içermekedir hipoezi reddedilir, H 1: seriler birim kök içermemekedir hipoezi kabul edilir. Yani serilerin durağan olduğu kabul edilir. Sanayi ve ihraca değişkenlerinin ise düzeyde durağan oldukları anlaşılmakadır. Tablo 2: ADF ve PP Birim Kök Tes Sonuçları Değişkenler ADF Tesi SabiliTrendli Model Kriik Değerler %1 %5 %10
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 815 2.627 11.469* SANAYİ 3.241*** SANAYİ 27.052* İHRACAT 4.116* İHRACAT 9.547* ENFLASYON 2.937 ENFLASYON 10.577* KUR 1.599 KUR 9.303* 4.019 4.020 4.019 4.019 3.440 Değişkenler PP TESTİ Kriik Değerler 3.144 3.144 3.144 3.144 %1 %5 %10 2.978 11.480* SANAYİ 8.077* SANAYİ 30.449* İHRACAT 10.928* İHRACAT 117.070* ENFLASYON 2.508
816 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ ENFLASYON 10.913* KUR 1.754 KUR 8.645* No: *, **, *** %1, %5, %10 anlamlılık seviyesini görülmekedir. Δ sembolü, değişkenlerin birinci farkının alındığını belirir. 3.2.ZivoAndrews Birim Kök Tesi Zivo ve Andrews esinde, ardışık ADF esi ile örnek içindeki olası olan her kırılma nokası için regresyon denklemi ahmin edilmeke ve ahmin edilen paramereler için isaisiği hesaplanmakadır. Bilinmeyen bir zaman nokasında oonom ve rend fonksiyonu eğiminde ek zaman kırılmalı ( T B ) rend durağan hipoezine karşın, birim kök emel hipoezi es edilmekedir. Zivo ve Andrews, yapısal kırılmanın esi için üç farklı model gelişirmişlerdir. ZivoAndrews (1992) yapısal kırılmalı birim kök esinde Model A düzeyde ek kırılmaya, Model B eğimde ek kırılmaya, Model C ise hem eğimde hem de düzeyde ek kırılmaya izin veren üç model asarlanmışır (ZivoAndrews, 1992: 254): Model A: y DU d( DTB) y y 0 1 1 i i i1 (5) Model B: y DT * y y (6) 0 1 i i i1 Model C: y DU d( DTB) DT y y (7) 0 1 1 i i i1 şeklindedir. Burada, birinci farkı, beyaz gürülü haa eriminin varyansı, 2 : iid(0, ) ve =1 T zaman endeksini gösermekedir. y iifadesi haa erimindeki ookorelasyonu oradan kaldırmak amacıyla modele eklenmişir. Sabi erime ai kukla değişken olandu düzeyde değişmeleri, eğime ai değişimleri de DT ve TB kırılma zamanını gösermekedir. TB TB DT 0 diğer 2
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 817 Kırılma arihinin yaşandığı her bir gözlemde boş hipoezin esi için isaisiği minimumudur. Her üç modelinde boş hipoezi birim kökün ve yapısal kırılmanın olduğu üzerine kuruludur. Alernaif hipoezler durağanlığı ifade emekedir. Tablo 3 eki Zivo Andrews Tesi sonuçları incelendiğinde, anımlı modelde yer alan üm değişkenlerin Model A ve C de seviye düzeyinde durağan olmadıkları görülmekedir. Bu durum Zivo Andrews Teslerinde değişkenler için hesaplanan es isaisik değerlerinin, kriik ablo değerlerinden mulak olarak % 1, %5, %10 önem düzeyinde küçük olmasından anlaşılmakadır. Bu nedenle, modelde kullanılan üm değişkenler için ZivoAndrews Birim Kök Teslerinin her birinde fark alma yoluna gidilerek, % 1, % 5, %10 önem düzeyinde üm değişkenlerin es isaisiklerinin kriik ablo değerlerinden mulak değer olarak büyük olduğu görülmüş ve serilerin [I(1)] düzeyinde durağan oldukları sonucuna ulaşılmışır. Tablo 3: ZivoAndrews Birim Kök Tesi Sonuçları Değişken Model Kırılma Dönemi Tes İsaisiği BİST100 A 2010:04 4.114 C 2010:04 4.217 SANAYİ A 2008:06 4.567 C 2010:08 4.438 ENFLASYON A 2010:08 3.948 C 2008:10 3.861 KUR İHRACAT BİST100 SANAYİ ENFLASYON KUR İHRACAT A 2014:12 C 2012:06 3.672 A 2011:12 3.383 C 2008:08 3.676 A 2008:12 5.297 C 2008:12 5.840 A 2009:07 4.900 C 2009:02 5.646 A 2008:10 8.217 C 2008:09 6.785 A 2007:11 9.400 C 2007:11 9.517 A 2008:07 5.708 C 2009:04 6.262
818 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ No: Kriik değerlerin ümü Ziwo ve Andrews (1992) den alınmışır: Model A: %1 5.34; %5,4.80; %10,4.58; Model C: %1,5.57, %5,5.08; %10,4.58. 3.3.GregoryHansen Eşbüünleşme Tesi Tüm değişkenlerin birinci farklarında durağan olması, değişkenlerin birbirleriyle eşbüünleşik olup olmadığının incelenmesini mümkün kılmakadır. Değişkenler arasındaki eşbüünleşik ilişki ek yapısal kırılmalı GregoryHansen eşbüünleşme esi ile incelenmişir. GregoryHansen eşbüünleşme esi, eşbüünleşik vekördeki kasayıların sabi olduğunu varsayan geleneksel eşbüünleşme yönemlerinin yerine vekördeki kasayıların kırılma arihlerinde değişime uğrayacağı fikrinden gelişirilmişir. Gregory Hansen eşbüünleşme esi, ek yapısal kırılmalı bir esir. GregoryHansen eşbüünleşme esinde değişkenler arasında eşbüünleşmenin varlığı üç farklı modelle incelenmekedir. Bunlar; sabie kırılma modeli, sabi ve rendde kırılma modeli ve rejim değişikliği modelleridir. Model 1 sabie kırılma (C), Model 2 rendli sabie kırılma (C/T) ve Model 3 ise rejim değişikliği (C/S) şeklinde açıklanmakadır. Model 1: Sabie Kırılma (C ) y y 1,..., n (8) T 1 1 2 r 2 Model 2: Sabie ve Trendde Kırılma (C/T) y y 1,..., n (9) T 1 1 2 r 2 Model 3:Rejim Değişimi (C/S) y y y 1,..., n (10) T T 1 1 2 r 1 2 2 2 r Model 1 de kırılmadan önceki sabi erim 1 ; kırılmanın sabi erimdeki yapmış olduğu değişiklik ise 2 ile göserilmekedir. Model 2 sabi erimde ve rendde kırılmaları dikkae almakadır. Model 3 e yer alan 1 kırılma öncesi eğim kasayısını; 2 se kırılmadan sonraki eğim kasayısının değişikliğini açıklamakadır (Gregory ve Hansen, 1996:102103). Eşbüünleşmenin olmadığı şeklinde kurulan sıfır hipoezi, elde edilen es isaisiklerinin GregoryHansen de hesaplanan kriik değerlerden mulak değer olarak büyük olması durumunda reddedilmekedir. Tablo 4 de GregoryHansen eşbüünleşme esinin sonuçlarını oraya koymakadır. Hesaplanan ADF isaisiği mulak değer içerisinde kriik değerlerden küçük olduğu için değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi bulunmamakadır. Bu modelde kırılma arihleri sırasıyla 2007:09, 2007:09 ve 2009:01 şeklindedir. Tablo 4: GregoryHansen Eşbüünleşme Tesi Model BİST100SANAYİİHRACATKUR ENFLASYON Kırılma Dönemi ADF İsaisiği Sabie Kırılma (C) 2007:09 5.22
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 819 Sabie ve Trendde Kırılma (C/T) 2007:09 5.04 Rejim Değişimi (C/S) 2009:01 5.51 No: Sabie Kırılma için ADF es isaisiği; %1, %5 ve %10 için;6.05, 5.56, 5.31; Sabi ve rendde kırılma için ADF es isaisiği; %1, %5 ve %10 için; 6.36, 5.83, 5.59; Rejimde değişim için ADF es isaisiği %1, %5 ve %10 için; 6.92, 6.41, 6.17 3.4.TodaYamamoo Nedensellik Tesi Granger (1969) nedensellik analizinde, durağan olmayan serilerin, durağan hale geirildiken sonra analize dâhil edilmesi gerekirken Toda ve Yamamoo (1995), serilerin durağanlık derecesine duyarlı olmayan bir nedensellik esi gelişirmişir. Toda ve Yamamoo (1995) yöneminde, seriler doğrudan düzey değerleriyle analize dâhil edilerek, serilerin daha fazla bilgi içermesi sağlanmakadır ve bu yönüyle, Granger (1969) yaklaşımından daha uarlı sonuçlar üreebilmekedir. Toda ve Yamamoo (1995) esinin ilk aşamasında; VAR modeli yardımıyla uygun gecikme uzunluğu (p) belirlenmekedir. İkinci aşamada, p gecikmeye, en yüksek büünleşme derecesine sahip değişkenin büünleşme seviyesi (dmax) ilave edilmekedir. Üçüncü aşamada, (p+dmax) gecikme için serilerin düzey değerleriyle VAR modeli ahmin edilmekedir. Tahmin edilen VAR modeli aşağıdaki gibidir: pd max pd max (1) Y Y X u 0 1i i 2i i i1 i1 pd max pd max (2) X X Y v 0 1i i 2i i i1 i1 Son aşamada; dmax an gelen kasayılara kısılar konur ve bu kısıların anlamlılığı modifiye edilmiş WALD (MWALD) esi ile sınanır. Denklem (11) için esin boş hipoezi X eny ye; Denklem (12) için Y den X e göre doğru bir nedensellik ilişkisinin olmadığı şeklindedir. Değişkenler arasındaki nedenselliğin yönünün belirlenmesinde TodaYamamoo nedensellik esi uygulanmışır. Çalışmada VAR da espi edilen opimal gecikme uzunluğu Akaika bilgi krierine göre 4 dür. Serilerin maksimum büünleşme derecesi 1 olarak alınmışır. Tablo 5 de TodaYamamoo yaklaşımına dayalı Granger nedensellik es sonuçları sunulmakadır. Tes sonuçlarına göre, ekonomik büyüme ile hisse senedi fiyaları arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Ayrıca döviz kuru ve hisse senedi fiyaı arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Tablo 5:TodaYamamoo Nedensellik Tesi H 0 Hipoezi p p+d max Sanayi >His se Senedi X 2 İsaisiği 4 4+1 21.747(0.04 0)** Sonuç Nedens ellik Var
820 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ Hisse Senedi >Sanayi İhraca >His se Senedi Hisse Senedi >İhraca Enflasyon > Hisse Senedi Hisse Senedi >Enflasyon Kur >Hisse Senedi >Kur Hisse Senedi 4 4+1 33.542(0.00 0)* 4 4+1 13.543(0.33 0) 4 4+1 5.753(0.928 ) 4 4+1 15.109(0.23 5) 4 4+1 14.625(0.26 2) 4 4+1 20.676(0.05 5)*** 4 4+1 19.365(0.08 0)*** Nedens ellik Var Nedens ellik Yok Nedens ellik Yok Nedens ellik Yok Nedens ellik Yok Nedens ellik Var Nedens ellik Var No: *, **, *** işarei %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeyini gösermekedir. Paranez içindeki değerler olasılık değerini gösermekedir. Şekil 1. Değişkenler Arasındaki Nedensellik İlişkisi Sanayi Üreim Endeksi BİST100 Kur Enflasyon İhraca 3.5. HaemiJ (2012) Asimerik Nedensellik Tesi Nedensellik analizi için gelişirilen eslerde, iki zaman serisi arasındaki ilişkiyi ölçerken poziif ve negaif şokların ekisinin aynı olduğu varsayımından hareke emekedir. Asimerik nedensellik eslerinde görünüşe ilişki olmayan iki zaman serisi arasında aslında saklı bir ilişkinin olabileceği ve bu ilişkini de ancak bileşenler arasındaki asimerinin dikkae alınmasıyla oraya çıkarılabileceğini savunmakadır. Lieraürdeki ilk asimerik nedensellik esi Granger ve Yoon (2002) arafında oraya koyan saklı eşbüünleşme esi olarak karşımıza çıkmakadır. Granger ve Yoon (2002) yapıkları çalışmada iki zaman serisi arasında sadece poziif veya sadece negaif bileşenler arasında bir ilişki olabileceğini belirerek bu ilişkiyi de saklı bir eş büünleşme ilişki olarak anımlamakadır.
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 821 Granger ve Yoon (2002), ikisadi serilerin şoklara birlike epki verdiklerinde eşbüünleşik olduklarını, ayrı ayrı epki verdiklerinde ise aralarında bir eşbüünleşme ilişkisi olamayacağını belirmekedir. Ayrıca, zaman serilerinin belirli bir ürdeki şoka birlike karşılık verebileceklerini savunarak, veriyi birikimli poziif ve negaif değişmelerine ayrışırmış ve bu parçalar arasındaki uzun dönemli ilişkiyi incelemişlerdir. HaemiJ (2012), ilk olarak Granger ve Yoon un kullanmış oldukları asimerik ayrışırma yöneminden harekele asimerik nedensellik esini gelişirmişir. HaemiJ (2012) nin asimerik nedenselliği incelediği çalışmasında değişkenler poziif ve negaif bileşenlere ayrılarak nedensellik analizi uygulanmışır. Y Y Y 1 11 1 1,0 1i i1 (13) Y Y Y 2 21 2 2,0 2i i1 Yukarıdaki denklemde Y 1 ve Y 2 iki büünleşik seri olmak üzere, başlangıç değerlerini ifade emekedir. Aşağıda oluşurulan poziif ve negaif şoklar ilgili denklemlere eklenerek değişkenlerin bileşenleri arasında nedensellik ilişkisi araşırılabilmekedir. max(,0), 1i min( 1,0) 1i 1i max(,0), 2i min( 2,0) 2i 2i i i Poziif ve negaif şokların yer aldığı denklemler aşağıda göserilmekedir: Y 1,0, Y 2,0 1 11 1 1,0 1 i 1 i i1 i1 Y Y Y (14) 2 21 2 2,0 2i 2i i1 i1 Y Y Y Haemij (2012) poziif ve negaif şokları birikimli olarak ele alıp nedensellik esi için aşağıdaki gibi düzenlemekedir: 1 1 i i1 Y Y, Y1, (15) 1 2 2i i1 i1 ve Y2 2i i i1 Bu aşamanın ardından, Y ( Y1, Y2 ), olduğu kabulüyle poziif bileşenler arasındaki nedensellik ilişkisini bulmak amacıyla p gecikmeli VAR model aşağıdaki şekilde anımlanmakadır. Y AY... A Y u 1 1 p 1 (16)
822 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ Y AY... A Y u 1 1 p 1 Burada p gecikme sayısını göserirken, Y(2x1) boyuundaki değişken vekörünü, A ise boyulu r merebeden paramere marisini emsil emekedir. Benzer şekilde negaif bileşenler arasındaki nedensellik ilişkisi dey ( Y1, Y2 ) kabulüyle aşağıdaki biçimde p gecikmeli VAR modeli yardımıyla es edilmekedir. Bu çalışmada, zaman içinde oraya çıkan poziif ve negaif şoklar arasındaki nedensellik ilişkisi de araşırılmışır. Bu bağlamda, simerik ve asimerik şoklara göre nedensellik ilişkisinin değişip değişmediğinin espi edilmesi amaçlanmışır. HaemiJ Asimerik Nedensellik esinin sonuçlarına Tablo 6 da sunulmuşur. Asimerik nedensellik esi analizi, ekonomik büyümedeki negaif şokların hisse senedi piyasasında negaif şoklara doğru nedenselliğin olduğunu görülmekedir. Ayrıca hisse senedi piyasalarındaki poziif şoklardan ekonomik büyümedeki poziif şoklara doğru nedensellik söz konusudur. Kurdaki poziif şokan hisse senedi piyasasındaki negaif şoklara doğru nedenselliğin olduğu görülmekedir. Son olarak hisse senedi piyasasındaki poziif şoklardan kurdaki negaif şoklara; hisse senedi piyasasındaki negaif şoklardan kurdaki negaif şoklara; hisse senedi piyasasındaki negaif şoklardan kurdaki poziif şoklara doğru nedensellik ilişkisinin olduğu görülmekedir. Tablo 6: HaemiJ Asimerik Nedensellik Tesi Nedensel lik Yönü MWALD 1 5 10 Nedensellik Yönü MWALD 1 5 10 Sanayi + >Bİ ST100 + 0.477 (0.490).177.817.986 BİST 100 + > anayi + S.052** 0.044) 4 (.549.873.250 Sanayi + > 0.161 (0.668).957.728.585 Bİ ST100 + > anayi S.244 0.622) 0 (.641.496.822 Sanayi > 3.059*** (0.080) 0.235.007.581 Bİ ST100 > Sanayi.062 0.803) 0 (.926.896.400 Sanayi > BİST100 + 0.018 (0.893).878.220.923 Bİ ST100 > Sanayi +.462 0.117) 2 (.309.654.096 İhraca + > BİST100 + 0.232 (0.630).147.672.573 Bİ ST100 + > raca + İh.822 0.093) 2 (.883.936.972
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 823 İhraca + > 0.326 (0.568).713.883.845 Bİ ST100 + > raca İh.290 0.590) 0 (.059.610.713 İhraca > 0.494 (0.482).522.832.583 Bİ ST100 > raca İh.177 0.674) 0 (.661.738.621 İhraca > BİST100 + 0.937 (0.333).281.020.773 Bİ ST100 > İhraca +.472 (0.492) 0.595.483.883 Kur + >BİST 100 + 0.241 (0.887) 0.266.344.004 BİST 100 + > Kur + 2.165 (0.339) 1.906.693.903 Kur + >BİST 100 5.350 (0.021)**.880.167.877 BİST 100 + > Kur 8.748** (0.013) 1.601.251.636 Kur > 0.070 (0.791).979.136.924 > Kur 4.017** (0.045).671.440.979 Kur > BİST100 + 0.075 (0.785).466.117.061 > Kur + 6.559** (0.038) 4.062.568.726 Enflasyon + > BİST100 + 0.735 (0.391).284.026.949 BİST 100 + > Enflasyon + 0.023 (0.879).657.587.945 Enflasyon + > 0.966 (0.326).828.577.629 BİST 100 + > Enflasyon 0.096 (0.756).439.027.819 Enflasyon > 0.727 (0.394).365.180.378 > Enflasyon 0.153 (0.696).447.464.768 Enflasyon > BİST100 + 0.518 (0.472).485 7.154 4.990 BİST100 2 > Enflasyon + 1.778 (0.182).302 7.434 4.968 No: > noasyonu nedenselliğin olmadığı sıfır hipoezini gösermekedir. Boosrap sayısı 10.000 dir. *, **,ve *** sırasıyla 1, 5 ve 10% isaisiki anlamlılık seviyelerini gösermekedir. Sonuç Kısa vadede ve uzun vadede yaırımcısına kazanç sağlayan hisse senedi fiyaları gün içinde önemli değişimler gösermekedir. Bu nedenden öürü, yaırımlara yön verebilmek için hisse senedi fiyalarına eki eden fakörlerin bilinmesi gerekir. Hisse senedi fiyaları ile ekonomik büyüme, ihraca, enflasyon ve kur değişkenlerinin ele 2
824 Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ alındığı bu çalışmada, değişkenler arasında uzun dönemli ilişki olduğu görülmüşür. Değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisine, TodaYamamoo, HaemiJ (2012) Asimerik Nedensellik Tesi ile bakılmışır. TodaYamamoo nedensellik esine göre, ekonomik büyüme ile hisse senedi fiyaları arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. Ayrıca döviz kuru ile hisse senedi fiyaları arasında iki yönlü nedensellik ilişkisi bulunmakadır. HaemiJ (2012) asimerik nedensellik esine göre; ekonomik büyümedeki negaif şokların hisse senedi piyasasında negaif şoklara doğru nedenselliğin olduğunu görülmekedir. Ayrıca hisse senedi piyasalarındaki poziif şoklardan ekonomik büyümedeki poziif şoklara doğru nedensellik söz konusudur. Kurdaki poziif şokan hisse senedi piyasasındaki negaif şoklara doğru nedenselliğin olduğu görülmüşür. KAYNAKLAR ALTINBAŞ, Hazar., Kuay, Nilgün., Akkaya, Cenk (2015). Makroekonomik Fakörlerin Hisse Senedi Piyasaları Üzerindeki Ekisi: Borsa İsanbul Üzerine Bir Uygulama. Ekonomi ve Yöneim Araşırmaları Dergisi, 4(2): 3049. AKTAŞ, Mein., Akdağ, Saffe (2013). Türkiye de Ekonomik Fakörlerin Hisse Senedi Fiyaları İle İlişkilerinin Araşırılması. Inernaional Journal Social Science Research, 2(2): 5067. COŞKUN, Mein., Kiracı, Kasım., Muhammed, Usman (2016). Seçilmiş Makroekonomik Değişkenlerle Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki İlişki: Türkiye Üzerine Ampirik Bir İnceleme. Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar, 53(616): 6174. DİCKEY, David., Fuller, Wayne (1981). Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica, 49(4):10571072. DİCKEY, David., Fuller, Wayne. (1979). Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Journal of he American Saisical Associaion, 74(366): 427431. GREGORY, Allan.W., Hansen, Bruce.E. (1996). ResidualBased Tess for Coinegraion in Models wih Regime Shifs. Journal of Economerics, 70: 99126. HATEMİJ, Abdulnasser. (2012). Asymeric Causaliy Tess wih an Applicaion. Empirical Economics, 43: 447456. HO, SinYu (2017). The Macroeconomic Deerminans of Sock Marke Developmen: Evidence from Souh Africa. MPRA, 126. Erişim Adresi: hps://mpra.ub.unimuenchen.de/76493/1/mpra_paper_76493.pdf. HO, SinYu., Odhiambo, N.M. (2018). Analysing he Macroeconomic Drivers of Sock Marke Developmen in hephilippines. Cogen Economics and Finance, 6(1451265), 118.
Dr. Öğr. Üye. Dilek ŞAHİN Dr. Öğr. Üye. Savaş DURMUŞ 825 HUNJRA, Ahmed., Chani, Muhammad., Shahzad, Muhammad., Farooq, Muhammad., Khan, Kamran (2014). The Impac of Macroeconomic Variables on Sock Prices in Pakisan. Inernaional Journal of Economics and Empirical Research. 2(1): 1321. KAYA, Emine., Uğurlu, Süleyman (2016). Seçili Bazı Makroekonomik Değişkenler ve Hisse Senedi Piyasası Arasındaki Dinamik Ekileşim: BIST 100 İçin Ekonomerik Bir Yaklaşım. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 23: 113. KAYA, Vahde., Çömlekçi, İsemi., Kara, Oğuz (2013). Hisse Senedi Geirilerini Ekileyen Makroekonomik Değişkenler 20022012 Türkiye Örneği. Dumlupınar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi, 35: 167176. MATADEEN, Shashi. (2017). The Macroeconomic Deerminans of Sock Marke Developmen from an African Perspecive. Theoreical Economics Leers, 7: 1950 1964. OWİREDU, Alexander., Oppong, Moses.,Asomaning, Sandra. (2016). Macroeconomic Deerminans of Sock Marke Developmen in Ghana. Inernaional Finance and Banking, 3(2): 3348. ÖZER, Ali., Kaya, Abdulkadir., Özer, Nevin (2011). Hisse Senedi Fiyaları ile Makroekonomik Değişkenlerin Ekileşimi. Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, 26(1):163182. TCMB hp://www.cmb.gov.r/ (Erişim Tarihi: 08.09.2018) TIRAŞOĞLU, Muhamme.,;Tıraşoğlu, Burcu (2015). Hisse Seneleri, Banka Kredileri ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: Türkiye Örneği. Siyase, Ekonomi ve Yöneim Araşırmaları Dergisi, 3(3): 2130. TODA, Hiro. Y., Yamamoo Taku. (1995). Saisical Inferences in Vecor Auoregressions wih Possibly Inegraed Processes. Journal of Economerics, 66: 225 250. TOPÇU, Ebru (2014). Bileşik Öncü Gösergeler İle Hisse Senedi Piyasaları Arasındaki İlişki: Türkiye Örneği. AKÜ İİBF Dergisi, 16(1): 167176. UZUN, Uğur., Güngör, Bener (2017). Borsa Endeksleri İle Ülkelerin Seçilmiş Makroekonomik Gösergeleri Arasındaki İlişkinin Uluslararası Boyua İncelenmesi. AİBÜ Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi, 17(4): 130. ZİVOT, Eric., Andrews, Donald.W.K. (1992). Furher Evidence of he Grea Crash, he Oil Price Shock and he Uni Roo Hypohesis. Journal of Business and Economic Saisics, 10: 251270.