Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015 KIRILGAN BEŞLİ ÜLKELERİNİN HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ 1 Doç. Dr. Veli AKEL Erciyes Üiversitesi, İİBF, (veliakel@erciyes.edu.tr) ÖZET Morga Staley tarafıda hazırlaa 1 Ağustos 2013 tarihli araştırma raporuda Brezilya, Edoezya, Güey Afrika, Hidista ve Türkiye Kırılga Beşli veya BIITS olarak grupladırılmıştır. Böyle bir sııfladırma yapılmasıı temel edeleri ise yüksek eflasyo, zayıflaya büyüme oraları, dış ticaret açıkları ve dolaylı yatırımlara ola yüksek bağımlılıkları edeiyle bu beş ülkei para birimlerii 2013 yılıda ABD Doları karşısıda aşırı değer kaybetmeleridir. Bu çalışmada, Kırılga Beşli ülkeleri hisse seedi piyasa edekslerii Kasım 2000- Aralık 2013 döemideki haftalık kapaış verileri kullaılarak Johase eşbütüleşme aalizi ile Grager edesellik testi yapılmıştır. Souç olarak, bu beş ülkei sermaye piyasaları arasıda kısa ve uzu döemli bir eşbütüleşme ve edesellik ilişkisii varlığı tespit edilmiştir. Aahtar Kelimeler: Kırılga Beşli Ekoomileri, BIITS Ülkeleri, Hisse Seedi Piyasa Etegrasyou. AN ANALYSIS OF COINTEGRATION AMONG THE FRAGILE FIVE EQUITY MARKETS ABSTRACT Morga Staley has recetly declared Brazil, Idia, Idoesia, South Africa ad Turkey as the Fragile Five or BIITS o August 1, 2013. The mai reasos for this because classificatio is that of high iflatio, weakeig growth, large exteral deficits, ad high depedece idirect foreig ivestmet iflows troubled emergig market currecies of this five coutries were depreciated agaist U.S. Dollar i 2013. This study is to examie whether there is stock market itegratio betwee, Brazil, Idia, Idoesia, South Africa ad Turkey. The study employs the Johase ad Grager Causality approach to coitegratio ad recet weekly stock market data spaig from November 2000 to December 2013. The results idicate that the meaigful coitegratio ad causality relatios exist i the short ad log ru betwee Fragile Five stock markets. Keywords: Fragile Five Ecoomies, BIITS Coutries, Equity Markets Coitegratio. 1 Bu çalışma, 21-24 Mayıs 2014 tarihleri arasıda Kayseri de düzelee The 24th Iteratioal Coferece of the Iteratioal Trade ad Fiace Associatio adlı koferasta bildiri olarak suulmuştur. www.ijmeb.org ISSN:2147-9208 E-ISSN:2147-9194 http://dx.doi.org/10.17130/ijmeb.2015.11.24.719 75
Veli AKEL 1. Giriş Sermaye piyasalarıı birbirleriyle ola etegrasyo derecelerii her geçe gü artıyor olması, bir yada bir ülkedeki fiasal istikrarı sürdürülebilirliğii etkilemeside dolayı kamu otoritelerii ilgiledirmekte, diğer yada portföy çeşitledirmesi yaparak riskii azaltmak isteye uluslararası portföy yatırımcıları açısıda büyük öem taşımaktadır. Sermaye piyasalarıı eşbütüleşme düzeyi, uluslararası portföy çeşitledirmesi ve ülkei fiasal degesi açısıda oldukça öemli souçlara sahiptir. Eğer, iki ülkei sermaye piyasası arasıda eşbütüleşme ilişkisi varsa, bu iki piyasa arasıda yüksek bir korelasyo ilişkisi olduğu ve uzu döemde bir arada hareket etmeleride dolayı ülkeler arasıda portföy çeşitledirmeside beklee faydaı azaldığı söyleebilir. Buda dolayı, uluslararası portföy yatırımları yaparak riskii çeşitledirmek ve getirisii yükseltmek isteye yatırımcılar, portföylerie ekleyeceği ülkei hisse seedi fiyatlarıı diğer ülkelerle düşük bir korelasyoa sahip olmasıı dikkate almalıdırlar. Başka bir ifadeyle, sermaye piyasalarıı birbirie eşbütüleşik (etegre) olduğu piyasalarda oluşacak portföy çeşitledirilmesi, yatırımcılar açısıda herhagi bir kârlılık ortaya çıkarmayacaktır (Kearey & Lucey, 2004). Ayrıca, hisse seedi piyasaları arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii düzeyi, piyasalar arasıda arbitraj yapabilme imkâıı düzeyii de belirlemektedir. Hisse seedi piyasaları arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii varlığı, bir piyasadaki fiyat hareketlerie bakarak bir başka piyasaı fiyat hareketlerii tahmi edilebileceğii savua etki piyasalar hipotezii ihlali alamıa gelmektedir (Erdiç & Milla, 2009:110). 22 Mayıs 2013 tarihide ABD Merkez Bakası ı (FED) tahvil alımlarıı azaltma siyali vermeside sora özellikle gelişmekte ola ülkeleri hem para hem de sermaye piyasalarıda öemli dalgalamalar görülmüştür. Özellikle bu süreçte, Türkiye i de aralarıda olduğu bazı gelişmekte ola ekoomiler yüksek cari açık, yüksek eflasyo, düşük büyüme hızları gibi bazı yapısal kırılgalıkları edeiyle birbirlerie oldukça bezer performas ortaya koymuşlardır. İşte bu çalışmada, Kırılga Beşli olarak adladırıla ve BIITS olarak kısaltıla Brezilya, Hidista, Edoezya, Türkiye, Güey Afrika hisse seedi piyasaları arasıda kısa ve uzu döemli dege ilişkilerii geçerli olup olmadığı sorusua cevap aramıştır. Çalışmaı buda soraki bölümüde Kırılga Beşli kavramıı ortaya çıkış sürecide bahsedilmiş, daha sora sermaye piyasaları arasıdaki eşbütüleşmeyle ilgili literatüre değiilmiştir. Bir soraki bölümde ise BIITS ülkelerii hisse seedi piyasa edeksleri arasıdaki eşbütüleşme ve edesellik ilişkisii varlığı araştırılmıştır. 2. Kırılga Beşli (Fragile Five) Kavramı Uluslararası bir yatırım bakası ola Goldma Sachs tarafıda yayılaa bir raporda, Wilso ve Purushothama (2003), 2050 yılıda BRIC ülkelerii (Brezilya, Rusya, Hidista ve Çi) milli gelirlerii toplamıı ABD, Japoya, İgiltere, Frasa ve İtalya ı milli gelirleri toplamıda daha büyük olacağı ögörüsüde bulumuşlardı. Bu raporda sora, BRIC terimi gerek iş düyasıda gerekse akademik düyada sıkça araştırıla kouları başıda geldi. Buda sora, ekoomide yei kısaltmalar arayışı devam etmiştir. Nitekim, bir başka yatırım bakası Morga Staley tarafıda hazırlaa 1 Ağustos 2013 tarihli raporda ise Brezilya, Edoezya, Güey Afrika, Hidista ve Türkiye Kırılga Beşli olarak grupladırılmıştır. Bu raporda sora birçok ekoomi sayfasıda Kırılga Beşli ülkelerii baş harflerii simgeleye BIITS kısaltması kullaılmaya başlamıştır. 76
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 Kırılga Beşli grupladırmasıı temelide bu ülkeleri yüksek cari açık oraları, yüksek eflasyo oraları ve büyüme performaslarıdaki istikrarsızlık gibi edeler bulumaktadır. Ayrıca, BIITS ülkelerii dış fiasma gereksiimlerii gelecek yıllarda artarak devam edeceği ögörülmektedir. Morga Staley aalisti James Lord, bu ülkeleri eflasyo oralarıda ve cari açıklarıda görüle artışı döviz kuru üzeride ciddi bir baskı oluşturduğu ve ilerleye döemlerde döviz kurlarıı yabacı paralar karşısıda değer kaybedeceği ögörüsüde de bulumuştur (Lord, 2013:16-17). 22 Mayıs 2013 tarihide Fed i tahvil alımlarıı azaltma (taperig) siyalii vermeside sora BIITS ülkelerii para birimleri yabacı paralar karşısıda değer kaybetmiş, tahvil faizleride hızlı yükselişler görülürke hisse seedi piyasa edeksleride ciddi değer kayıpları yaşamıştır. Aşağıdaki grafikte, BIITS ülkelerii 2007-2013 döemide Reel Efektif Döviz Kuru Edekslerii (REDKE) değişimi görülmektedir. Şekil 1: BIITS Ülkelerii Reel Efektif Döviz Kuru Edeksleri Kayak: http://eco.core.hu/file/dowload/database/reer_eer.xls Erişim Tarihi: 10 Mart 2014 Şekil 1 de, Fed i tahvil alımlarıda azaltıma gideceği yöüdeki açıklamasıı takibe (taralı ala) BIITS ülkelerii REDKE leride keski düşüşler olduğu ve Güey Afrika dışıdaki diğer ülkeleri para birimlerii 2013 yılı soua kadar değer kaybetmeye devam ettiği görülmektedir. Ayrıca, Fed i bu açıklamasıı ardıda paraları e çok değer kaybede, yüksele piyasa ekoomileri olarak değerledirile bu beş ülke olmuştur. REDKE düştüğüde, iç fiyatlar dış fiyatlara göre daha ucuz hale geleceğide yerel para birimi yabacı para birimleri karşısıda reel olarak değer kaybedecektir. Yerel paraı değer kaybı devam ettikçe yatırımcıları sermaye piyasalarıa ola talebide azalma olacak ve bua bağlı olarak da hisse seedi piyasa edeksleri düşmeye başlayacaktır. 77
Veli AKEL 2013 yılıda, BIITS ülkeleri para birimleride yaşaa değer kaybıı yaıda 10 yıllık devlet tahvili faiz oralarıda hızlı bir yükseliş olmuştur (Şekil 2). Şekil 2: BIITS Ülkelerii 10 Yıllık Tahvil Faizleri (%) Kayak: http://www.ivestig.com, Erişim Tarihi: 10 Mart 2014 Şekil 2 de, Fed i tahvil azaltımıa gideceğii siyalii verdiği tarih, kesikli çizgilerle gösterilmiştir. Bu süreçte, 10 yıllık devlet tahvili faizleri e hızlı arta ülke Türkiye olurke Edoezya ve Brezilya ı tahvil faizleri de öemli orada artış göstermiştir. Hidista ve Güey Afrika ı tahvil faizlerideki artış göreceli olarak daha yumuşak gerçekleşmiştir. BIITS ülkelerii tahvil faizleride yaşaa bu artış bazı ülkeleri borçlama maliyetlerii eredeyse iki katıa çıkmasıa ede olmuştur. Burada, Brezilya ve Türkiye i Fed i tahvil alımıda azaltıma gitme adımıda e çok etkilee ülkelerde olabileceğii ifade etmek mümküdür. Fed i parasal geişlemeyi kademeli olarak azaltarak so vereceği açıklaması üzerie gelişmekte ola piyasalara yöelik yabacı sermaye girişide azalmalar gözlemiş hatta zama zama tersie fo akımlarıa da ede olmuştur. 22 Mayıs - 31 Aralık 2013 arasıdaki döemde haftalık veriler dikkate alıdığıda, yabacı sermaye azalışı hatta sermaye çıkışıı BIITS ülkelerii sermaye piyasaları üzerideki etkisi Tablo 1 de verilmiştir 78
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 Tablo 1: BIITS Ülkelerii Borsa Performası Ülkeler Hisse Seedi Piyasa Edekslerii Getirisi (22 Mayıs 2013-31 Aralık 2013) Brezilya - %9.6 Hidista %5.8 Edoezya - %17.4 Güey Afrika %12.3 Türkiye - %27.5 Kayak: Yazar tarafıda hesaplamıştır. Tablo 1 e göre, Fed i tahvil azaltımıa gideceği haberide e çok olumsuz etkilee ülkeler sırasıyla %27.5 lik düşüşle Türkiye, %17.4 lük düşüşle Edoezya ve %9.6 lık değer kaybıyla Brezilya dır. Burada bir çekicede bahsetmekte fayda vardır. 2013 yılıda BIITS ülkelerii fiasal piyasalarıda ortaya çıka dalgalamaları temelide Fed i tahvil alımlarıda azaltıma gidecek olması öemli bir faktör olmakla birlikte olup bitei tek bir faktöre bağlamak çok da doğru bir yaklaşım değildir. Çükü, fiasal piyasalar, arta etegrasyo derecelerie bağlı olarak yurtiçi ve yurtdışı piyasalarda ortaya çıka birçok faktöre duyarlı hale gelmiştir. 3. Literatür Literatürde hisse seedi piyasaları arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii iceleye çok sayıda çalışma bulumaktadır. Kasa (1992), hisse seedi piyasa edekslerii kısa vadeli getirileri arasıdaki korelasyo düzeyii bilmei uzu vadeli yatırımcılar açısıda çok uygu olmadığıı ifade etmiştir. Buu yerie, Johase eşbütüleşme modelii, fiasal piyasalar arasıdaki kısa ve uzu döemli ilişkileri birbiride ayırmak ve piyasalar arasıdaki ilişkileri tam olarak yakalayabilmek açısıda oldukça faydalı bir yötem olduğuu öe sürmüştür. Gelişmiş ülke borsaları arasıdaki kısa ve uzu döem diamiklerii iceleye diğer bazı çalışmalar ise Eu & Shim (1989), Koch & Koch (1991), Masih & Masih, (1997), Logi & Solik (2001), Bessler & Yag (2003) tarafıda yapılmıştır. Gelişmekte ola ülke borsaları ile gelişmiş ülke borsaları arasıdaki ilişkileri iceleye bazı öcü çalışmalar arasıda ise Arshaapalli, Doukas & Lag (1995), Choudhry (1997), Maig (2002), Che, Firth & Rui (2002) tarafıda yapıla çalışmalar gösterilebilir. Türkiye i de aralarıda olduğu bazı gelişmekte ola ülkelerle çalışmaı kapsamıı oluştura Brezilya, Hidista, Edoezya ve Güey Afrika ı diğer borsalarla eşbütüleşme ilişkisii araştıra bazı çalışmaları souçları aşağıda özetlemeye çalışılmıştır. Çıtak & Gözbaşı (2007) tarafıda, 1986-2006 arasıdaki döemde, BIST ile bazı öde gele gelişmiş ve gelişmekte ola ülke borsaları arasıdaki uzu döemli ilişkiler, temel edeksler ve sektör edeksleri açısıda araştırılmış ve BIST i İgiltere, ABD, Almaya ve Hidista hisse seedi piyasaları ile ikili temelde eşbütüleşme ilişkisi içide olduğuu ortaya koymuşlardır. Korkmaz & Çevik (2008) tarafıda yapıla çalışmada, 1995-2007 döemide aylık verilerde 79
Veli AKEL hareketle, Türkiye ile 12 gelişmiş ve 22 gelişmekte ola bazı ülkeleri borsaları arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii, birim kök testi souçlarıa göre tüm ülkelere ait mekul kıymet borsaları edeks değerlerii birici derecede eşbütüleşik çıkmasıda dolayı Johase eşbütüleşme testi ile araştırmışlardır. Eşbütüleşme testi soucua göre, Türkiye mekul kıymet borsasıı Çek Cumhuriyeti, Mısır, Hidista, İsrail ve Tayva olmak üzere 5 gelişmekte ola ülke borsası ile Avustralya, Kaada, Almaya, Frasa, Yei Zelada, İsviçre ve ABD olmak üzere 7 gelişmiş ülke borsası arasıda uzu döemli bir ilişki tespit etmişlerdir. Erbaykal, Aydı & Kadıoğlu (2008), 1997-2007 döemie ait aylık verilerde yararlaarak BIST (Türkiye), Bovespa (Brezilya) & Merval (Arjati) hisse seedi piyasa edeksleri arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii araştırmışlar ve bu üç piyasa arasıda uzu döemli dege ilişkisi olduğuu tespit etmişlerdir. Ayrıca, varyas ayrıştırması ve etki-tepki aalizi souçlarıa göre, Bovespa Edeksii BIST ve Merval Edeksleri üzeride alamlı bir etkiye sahipke Bovespa ı bu edekslerde etkilemediğii, Merval Edeksii ise BIST i etkilediğii acak BIST te etkilemediğii belirlemişlerdir. 1997-2008 döemide aylık verileri kullaarak Türkiye ile Avrupa, Asya ve Amerika kıtasıda seçile 21 ülke hisse seedi piyasası arasıda bir eşbütüleşme ilişkisii varlığı, Karğı (2008) tarafıda araştırılmıştır. Yazar, BIST 100 Edeksi ile sadece Brezilya, Mısır ve Meksika hisse seedi piyasaları arasıda alamlı bir eşbütüleşme ilişkisi tespit edilmeside dolayı Borsa İstabul u çeşitledirme içi uygu bir piyasa olarak değerledirmiştir. Korkmaz, Zama & Çevik (2009), 1995-2007 döemi içi aylık edeks değerlerii kullaarak Türkiye ile gelişmiş ve gelişmekte ola ülkeleri hisse seedi piyasaları arasıdaki uzu döemli ilişkileri Johase ve Gregory-Hase yapısal kırılmalı eşbütüleşme testleri ile aaliz etmişlerdir. Çalışmaı soucua göre, Türkiye ile 16 gelişmiş ve 21 gelişmekte ola ülkei hisse seedi piyasalarıı uzu döemde birlikte hareket ettiği yöüde istatistiki olarak alamlı bulgulara ulaşmışlardır. Taş & Tokmakçıoğlu (2010), 1998-2008 döemideki 520 haftalık kapaış verilerii kullaarak gelişmekte ola 11 ülke (Türkiye, Brezilya, Çek Cumhuriyeti, Mısır, Macarista, Hidista, Güey Kore ve Meksika) hisse seedi piyasalarıı birlikte hareket edip etmediğii Johase Eşbütüleşme yötemiyle aaliz etmişler ve %5 alamlılık düzeyide iki eşbütüleşme vektörü bulmuşlardır. Çalışmaı souçlarıa göre, birici eşbütüleşme vektörüe göre, Çek Cumhuriyeti ile Hidista borsası BIST i ayı yöde, Arjati, Edoezya ve Macarista borsasıdaki değişimler ise BIST i ters yöde etkilemektedir. İkici eşbütüleşme vektörüe göre de Brezilya borsası, Meksika, İsrail ve Hidista borsasıı ayı yöde etkilerke Güey Kore, Edoezya ve Macarista borsasıı ters yöde etkilemektedir. Hata Düzeltme Modeli (VECM) souçlarıa göre, uzu döemli dege değeride sapmaları Brezilya içi 10 hafta, Çek Cumhuriyeti içi yaklaşık 22 hafta sora tamame ortada kalktığıı diğer ülke borsaları içi uzu döem dege değerie ulaşma hızıı çok yavaş ve kademeli olduğuu belirlemişlerdir. Türkiye ile G-20 ülkeleri hisse seedi piyasaları arasıda bir eşbütüleşme ilişkisi olduğu Vura (2010) tarafıda yapıla çalışma ile ortaya koulmuştur. Boztosu & Çelik (2011) tarafıda yapıla çalışmada, Ocak 2002 ile Aralık 2009 döemi içi Türkiye ile Avusturya, Belçika, Frasa, Almaya, Hollada, Norveç, İspaya, İsveç, İsviçre ve İgiltere hisse seedi piyasaları arasıdaki uzu döemli ilişki Johase-Juselius eşbütüleşme testi ile araştırılmıştır. Çalışmaı souçlarıa göre, Türk hisse seedi piyasalarıı Norveç, Hollada, Belçika, Almaya ve İgiltere borsaları arasıda bir eşbütüleşme ilişkisi varke diğer borsalar arasıda herhagi bir uzu döemli ilişkii geçerli olmadığı soucua ulaşmışlardır. 80
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 BRIC ülkeleri arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii varlığıı araştırmak üzere so döemde yapıla bazı çalışmalara değimekte de fayda vardır. Akta vd., (2009), Küresel Fiasal Kriz döemii içie alacak şekilde Ocak 2002- Şubat 2009 tarihleri arasıda BRICA (Brezilya, Rusya, Hidista, Çi ve Arjati) ülkelerii hem kedi hem de ABD piyasalarıyla ola ilişkilerii gülük veriler kullaarak VAR yötemi, Grager edesellik testi ve Etki Tepki Aalizi ile araştırmışlardır. Yazarlar, kısa döemde, ABD piyasalarıı BRICA hisse seedi piyasaları üzeride alamlı bir etkiye sahip olduğuu tespit etmişlerdir. Rusya ile Brezilya arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii güçlü, Çi ile Arjati arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii ise zayıf olduğuu bulmuşlardır. Ayrıca, Rusya ı diğer ülkeleri, Brezilya ı da Arjati, Rusya ve Hidista ı, Çi i ise sadece Arjati ve Rusya hisse seedi piyasaları üzeride etkili olduğu yöüde delillere ulaşmışlardır. Ayrıca, Etki Tepki Aalizi souçlarıa göre ülkeleri hepsii beklemeye şoklara karşı hızlı bir şekilde tepki verdiğii ve bu tepkii yaklaşık olarak 5-6 gü içeriside ortada kaybolduğuu belirlemişlerdir. Bezer bir başka çalışmada ise Chittedi (2009), Ocak 1998-Ağustos 2009 döemi arasıda gülük verilerde hareketle BRIC ülkeleri ile ABD, İgiltere ve Japoya gibi gelişmiş ülkeleri hisse seedi piyasaları arasıdaki eşbütüleşme ve edesellik ilişkisii araştırmıştır. BRIC ülkeleri ile gelişmiş ülkeler arasıda uzu döemli bir ilişkii olduğuu, ABD ve Japoya ı Hidista hisse seedi piyasasıı etkilediğii, Brezilya ve Rusya ı da Hidista hisse seedi piyasasıda etkilediğii tespit etmiştir. BRIC ülkeleri (Brezilya, Çi, Hidista, Rusya) ile Türk sermaye piyasaları arasıdaki etegrasyou varlığı, Bozoklu & Saydam (2010) tarafıda parametrik Johase (1988, 1991 ve 1994) ve parametrik olmaya Bieres (1997 ve 2004) testleri yardımıyla araştırılmıştır. Ayı derecede bütüleşik oldukları saptaa değişkelere uygulaa Johase ve Bieres eşbütüleşme aalizii soucua göre, icelee ülkeleri sermaye piyasalarıı etegre oldukları yöüde bulgulara ulaşmışlardır. Gözbaşı (2010), BIST ile Arjati, Brezilya, Meksika, Hidista, Malezya, Macarista ve Mısır hisse seedi piyasaları arasıdaki etkileşimi icelemek amacıyla 1995-2008 döemie ait haftalık veri setide faydalaarak ARDL Sıır Testi Yaklaşımı ile Toda-Yamamoto Nedesellik Testii kullamıştır. BIST, Brezilya, Hidista ve Mısır borsaları arasıda hem kısa hem de uzu döemli bir ilişkii geçerli olduğuu BIST i ayrıca kısa döemde, Meksika ve Macarista borsaları ile etkileşim içide buluduğuu tespit etmiştir. Buu dışıda, uzu ve kısa döemli ilişki tespit edilemeye Arjati ve Malezya borsalarıı, BIST ile birlikte pozisyo alıarak uluslararası çeşitledirme yapılabilecek e uygu piyasalar olarak değerledirmiştir. Yukarıda çalışmalar, ulaştığı souçlar açısıda değerledirildiğide aralarıda tam bir fikir birliği olduğuda söz etmek mümkü değildir. Çükü, piyasalar arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii tespit etmede kullaıla yötemleri farklılığı, seçile piyasalar, aaliz döemi ve veri setii sıklığı gibi bazı faktörler çalışmada çalışmaya farklılık göstermektedir. 4. Veri Seti ve Ekoometrik Yötem Çalışmada, Kırılga Beşli olarak sııfladırıla Brezilya, Edoezya, Güey Afrika, Hidista ve Türkiye borsaları arasıdaki kısa ve uzu döem ilişkilerii ortaya koymak içi Kasım 2000-Aralık 2013 döemii kapsaya toplam 689 haftalık veri kullaılmıştır. Aalizde daha yüksek frekaslı gülük veriler yerie haftalık verileri tercih edilmesii edei, beş farklı hisse seedi piyasa edeksie ait verileri eşalı olmamasıdır. Ayrıca, bir ülke borsasıda ortaya çıka bir şoku diğer ülkeleri borsalarıa ulaşması birkaç gü veya bir kaç hafta 81
Veli AKEL içeriside gerçekleşeceğide dolayı aylık veriler de araştırmaı amacıa tam hizmet etmemektedir. Bu edelerde dolayı gülük ve aylık verileri yerie haftalık verileri kullaılması tercih edilmiştir. Çalışma kapsamıda, hisse seedi piyasa edekslerii temsil etmek üzere Tablo 2 deki edeksler kullaılmıştır. Tablo 2: Çalışmada Kullaıla Hisse Seedi Piyasa Edeksleri Ülke Açıklama Kodu Brezilya Sao Paulo Mekul Kıymetler Borsası Edeksi BVSP Edoezya Jakarta Mekul Kıymetler Borsası Bileşik Edeksi JKSE Hidista S&P Bombay Mekul Kıymetler Borsası Edeksi SNSX Güey Afrika FTSE Johaesburg Hisse Seedi Piyasa Edeksi JSE Türkiye Borsa İstabul 100 Edeksi BIST Bütü edeksler yerel para birimi ciside ifade edilmiştir. Güey Afrika borsası dışıdaki diğer ülkelere ait haftalık kapaış bilgileri, veri sağlayıcısı bir kurum ola Matriks Bilgi Dağıtım Hizmetleri A.Ş. i veri tabaıda, Güey Afrika Borsasıa ait veriler ise Wall Street Joural da temi edilmiştir. Öcelikle, hisse seedi piyasa edekslerii haftalık kapaış fiyatlarıı doğal logaritmaları alıarak logaritmik seriler oluşturulmuştur. Logaritmik serileri durağalığı, Geişletilmiş Dickey Fuller (ADF) Birim Kök Testi ile icelemiştir. Dickey ve Fuller a göre hata terimii ortalamasıı sıfır, ormal dağılıma, sabit bir varyasa ve otokorelasyo içermeye stokastik bir yapıya sahip olduğu başka bir ifadeyle hata terimii beyaz bir gürültü (white oise) olduğu kabul edilmektedir. Eğer hata terimii beyaz gürültü olmadığı durumlar içi Dickey ve Fuller, birim kökü varlığıı test etmede kullaıla sürece, otokorelasyou ortada kaldırabilmek içi bağımlı değişkee ait gecikme değerlerii dahil ederek ADF testi olarak bilie Geişletilmiş Dickey Fuller testii öermişlerdir. Bu test üç farklı formda yazılabilir (Asteriou, Hall, 2007: 297). k DYt = dyt-1 + / bidyt= i+ ut (1) k DYt = a0+ dyt-1+ / bidyt= i+ ut (2) k DYt = a0+ a2t+ dyt-1+ / bidyt= i+ ut (3) 82
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 Bu üç regresyo deklemi arasıdaki fark α 0 ile α 2 t determiistik elemalarıı olup olmamasıyla ilgilidir. Başka bir ifadeyle α 0 ve α 2 t, icelee zama seriside tahmi edilebilir bir sistematik tredi (determiistik) olup olmadığıı belirleye katsayılardır. ADF testi, yukarıdaki deklemde d katsayısıı istatistiksel olarak sıfıra eşit olup olmadığıı test eder. ADF testi ile elde edile souçlar, %1, %5 ve %10 alamlılık düzeyide McKio kritik değerleri ile karşılaştırılabilir. Eğer elde edile souçlar McKio kritik değerleride büyükse, boş hipotez reddedilir ve serileri durağa olmadığı tespit edilir. Hisse seedi piyasa edeksleri arasıda uzu döemli dege ilişkisii (eşbütüleşme) olup olmadığıı tespit etmek içi serilerde birim kökü varlığı araştırılmış daha sora optimum gecikme uzuluğuu belirlemesi içi Hall (1991) tarafıda öerilmiş ola Vektör Otoregresif (VAR) aalizi uygulamıştır. Zama serileri arasıdaki eşbütüleşme ilişkisii belirlemek içi Egle ve Grager (1987), Johase (1988), Johase & Juselius (1990) tarafıda geliştirile yötemler vardır. Egle & Grager (1987) tarafıda öerile yöteme göre, durağa olmaya değişkeler arasıda doğrusal regresyo ilişkisi soucuda ortaya çıka hata terimi eğer düzeyde durağasa, bu iki serii eşbütüleşik olduğu soucua ulaşılır. Acak, değişke sayısı ikide fazla olursa, değişkeler arasıda üç veya daha fazla eşbütüleşme vektörü ortaya çıkabileceğide Egle & Grager (1987) yötemi bu ilişkileri ayırmada yetersiz kalmakta, hata yapma riskii artırmaktadır. Durağa olmaya değişkeleri doğrusal kombiasyolarıı uzu döemde durağa olmasıa, zama serileri arasıdaki uzu döemli ilişkii modellemesie ve tahmi edilmesie yöelik bir diğer yaklaşım ise Johase (1988) tarafıda geliştirilmiştir. Johase e göre değişkeler arasıda eşbütüleşme ilişkisii tespit edilmesi, gerçek uzu döemli bir ilişki alamıa gelmekte ve değişkeleri uzu döemde birlikte hareket ettiğii göstermektedir. Johase (1988), eçok olabilirlik tahmi yötemii kullaarak eşbütüleşik vektörleri varlığıı test etmeye yöelik bir eşbütüleşme aalizi geliştirmiştir. Johase yötemie göre eşbütüleşme aalizi yapılabilmesi içi bütü serileri (g 2) ayı düzeyde durağa I(1) olduğuu varsayalım (g, içsel değişke sayısıı göstermektedir). Bu değişkeleri k. derecede bir VAR modeli aşağıdaki gibi olacaktır (Brooks, 2008: 350): yt = b1yt-1+ b1yt-2+... + bkyt-k+ ut gx1. gxggx1. gxggx1... gxggx1. gx1 (4) Burada, y t durağa olmaya değişkeler vektörüü ve u t hata terimlerii göstermektedir. Johase Testii kullamak içi yukarıdaki VAR modelii hata düzeltme modelie (VECM) döüştürülmesi gerekmektedir. Bu döüşüm yapıldığıda VECM modeli şu şekilde yazılabilir: 83
Veli AKEL D P CD CD C D yt = yt-k+ 1 yt-1+ 2 yt-2+... + k-1 yt-( k- 1) + ut (5) k i / / g dir. j = 1 Burada, P = ( bi) - Ig ve Ci = ( bj) -I Grager tarafıda geliştirile teoreme göre, Π katsayı matrisii idirgemiş rakı (r) içsel değişke sayısıda küçük ise (r<g ise), Π =αβʹ ve βʹy tʹ i I(0) ve her biri r rakı gxr kadar α ve β matrislerii mevcut olacağıı belirtilmiştir. Burada, r eşbütüleşme ilişkisii sayısıı göstermekte (eşbütüleşik rak) ve βʹi her bir sütuu eşbütüleşik vektörü belirtmektedir (Korkmaz & Çevik, 2008: 67). VECM modelide eşitliği sol tarafıda, değişkeleri (g) farkı, sağ tarafıda da bağımlı ve bağımsız değişkeleri farklarıı gecikmeli değerleri ile uzu döemli hata katsayısıı göstere (Γ) değişkeler yer almaktadır. Johase yaklaşımıda eşbütüleşme ilişkisii ortaya koymak içi İz Testi ve Maksimum Öz Değer Testi olmak üzere iki farklı testte yararlaılmakta ve hesaplaa istatistikleri kritik değerlerle karşılaştırılması yapılarak eşbütüleşme ilişkisii buluup bulumadığıa karar verilmektedir. Bu istatistikler aşağıdaki gibi formüle edilmektedir (Brooks, 2008: 351): g miz() r =-T / 1( 1- m t i) (6) i= r+ 1 m (, rr+ 1) =-T 1 ( 1 - m t + ) mak r 1 (7) Yukarıdaki (6) olu iz istatistiği deklemide, λ i, Π matrisii i. e büyük özdeğerii göstermektedir. (7) olu deklemde verile maksimum özdeğer istatistiği ise r kadar eşbütüleşme ilişkisie karşılık r+1 kadar eşbütüleşme ilişkisii varlığıı araştırmaktadır. Bu amaçla çalışmada Johase (1998) ve Johase & Juselius (1990) tarafıda geliştirile eşbütüleşme testi uygulaacaktır. Egle ve Grager (1987) a göre değişkeler arasıda uzu döemli bir ilişki tespit edilirse, değişkeler arasıda e azıda tek yölü bir edesellik olacak ve vektör hata düzeltme modeli (VECM) kullaılabilecektir. Birici mertebede durağa [I(1)] değişkeler kümesi eşbütüleşik ise VAR modelide belirlee hata düzeltme terimii vektör hata düzeltme modelie (VECM) alımaması edesellik testleride spesifikasyo hatasıa ede olabilmektedir. Bu edele VAR yapısıda olası edeselliği yöüü tespit edebilmek içi değişkeleri her birii bağımsız değişke olarak kullaıldığı VECM modelie hata düzeltme terimlerii (ECT) dahil edilmesi faydalı olacaktır. Burada hareketle, Kırılga Beşli ülkelerii sermaye piyasaları arasıdaki kısa döem diamiklerii araştırmak içi Egle & Grager (1987) yötemie göre çok değişkeli hata düzeltme modelleri oluşturulmuştur. 84
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 5. Ampirik Bulgular Çalışmada, Kırılga Beşli ülkeleri hisse seedi piyasa edeksleri logaritmik döüşüme uğratılarak aalize dahil edilmiştir. Logaritmik edeks serilerie ait taımlayıcı istatistikler hesaplaarak ve Tablo 3 de verilmiştir. Tablo 3: Hisse Seedi Piyasa Edekslerii Ait Özet İstatistikler LBIST LBVSP LJKSE LJSE LSNSX Ortalama 10.3553 10.4388 7.2992 9.8698 9.1633 Ortaca 10.5603 10.6542 7.3993 10.0125 9.4356 EYüksek 11.4287 11.1950 8.5477 10.7393 9.9616 EDüşük 8.8965 9.0729 5.8373 8.9040 7.8633 Std.Sapma 0.6982 0.6336 0.8413 0.5417 0.6758 Çarpıklık -0.4869-0.6029-0.2527-0.2853-0.5077 Basıklık 1.8874 1.9113 1.7039 1.5950 1.6890 Jarque-Bera (Olasılık) 62.761 (0.000) 75.761 (0.000) 55.564 (0.000) 66.0170 (0.000) 78.934 (0.000) Gözlem () 689 689 689 689 689 Tablo 3 e göre, 2000-2013 döemide hisse seedi piyasa edekslerii logaritmik serilerii ormal bir dağılım göstermediği çarpıklık ve basıklık değerleride alaşılmaktadır. Çükü ormal bir dağılım içi çarpıklık değeri 0, basıklık değerii de 3 olması bekleir. Basıklık istatistiği 3 ü geçtiği zama, dağılımı ormal dağılıma göre tepesi sivri olduğu ve böylesi bir dağılımıı aşırı değerler içerebileceği alaşılmaktadır. Edeks serilerii hepsii basıklık değerlerii 3 te küçük olması ice kuyruk özelliği gösterdikleri alamıa gelmektedir. Edeks serilerii çarpıklık değerlerii egatif olması serileri sola çarpık olduğuu göstermektedir. Edeks serilerii ormal dağılıma sahip olup olmadığı Jarque-Bera (JB) test istatistiği ile aaliz edilmiş ve hesaplaa test istatistiklerii 2 serbestlik dereceli χ2 tablosu değerleride büyük ve istatistikî olarak alamlı olmasıda dolayı borsa edeksleri ormal bir dağılıma sahip olduğu sıfır hipotezi reddedilmiş ve hiçbir edeks serisii ormal dağılım göstermediği tespit edilmiştir. Kırılga Beşli ülkelerii hisse seedi piyasa edekslerii logaritmik serileri arasıdaki korelasyo katsayıları Tablo 4 de verilmiştir. 85
Veli AKEL Tablo 4: Hisse Seedi Piyasa Edeksleri Arasıdaki Korelasyo Katsayıları LBIST 1.0000 LBIST LBVSP LJKSE LJSE LSNSX LBVSP 0.9498 1.0000 LJKSE 0.9736 0.9490 1.0000 LJSE 0.9606 0.9394 0.9757 1.0000 LSNSX 0.9751 0.9835 0.9750 0.9720 1.0000 Korelasyo tablosu icelediğide geel olarak aaliz kapsamıda değerledirile Kırılga Beşli ülkelerii sermaye piyasaları arasıda pozitif ayı zamada alamlı ve çok güçlü bir korelasyo ilişkisi olduğu görülmektedir. Öyle ki e düşük korelasyo katsayısı 0.9394 ile Brezilya ve Güey Afrika borsa edeksleri arasıda ike e yüksek korelasyo katsayısı ise 0.9835 ile Brezilya borsası ile Hidista borsası arasıdadır. 5.1. Birim Kök Testi Souçları Daha soraki aşamada ise hisse seedi piyasa edeksleride birim kökü varlığı araştırılmış ve bu amaçla Geelleştirilmiş Dickey Fuller (ADF) Birim Kök Testide faydalaılmıştır. Durağalık aalizi souçları Tablo 5 de gösterilmiştir. Tablo 5: Hisse Seedi Piyasa Edekslerii Birim Kök Testi Souçları Hisse Seedi Piyasa Edeksleri ADF (Düzey) ADF (Birici Fark) H0: Seride birim kök vardır. H0: Serii farkıda birim kök vardır. Sabit Terimli Sabit Terimli ve Tredli Sabit Terimli Sabit Terimli ve Tredli LBIST -0.934-2.833-16.727* -16.715* LBVSP -1.323-1.577-27.556* -27.555* LJKSE -0.182-2.489-28.714* -28.710* LJSE 0.611-2.164-21.381* -21.427* LSNSX -0.674-2.802-16.166* -16.157* * İlgili katsayılar %1 düzeyide alamlıdır. ADF testi uygulaa serileri düzeyde durağa olmadığı görülmektedir. Edeksleri birici derecede bütüleşik olup olmadıklarıı saptaması içi, durağalık testleri, serileri birici farklarıda tekrarlamış ve edeks serilerii farkları alıdığıda durağa olduğu başka bir ifadeyle serileri ayı derecede bütüleşik oldukları I(1) soucua varılmıştır. Acak değişkeleri ayı derecede bütüleşik olmaları uzu döemde her zama birlikte hareket 86
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 ettikleri alamıa gelmemektedir. Durağa olmaya iki ya da daha fazla seri arasıda uzu döemde bir ilişki olup olmadığı eşbütüleşme testi ile belirlemektedir. 5.2. Eşbütüleşme Aalizi Edeks serilerii birici farklarıda durağa oldukları belirledikte sora seriler arasıdaki uzu döem dege ilişkisii varlığı, Johase (1988) ve Johase & Juselius (1990) tarafıda geliştirile eşbütüleşme yötemie göre araştırılmıştır. Eşbütüleşme testi uygulamada öce, modelde kullaıla değişkelerle kısıtsız bir VAR modeli tahmi edilerek modeli gecikme sayısıı belirlemesi gerekmektedir. Zama serisi aalizleride literatür icelediğide, geellikle Schwarz Bilgi Kriterie (SC) ve Haa-Qui (HQ) kriterlerii temel alıdığı gecikme uzuluklarıı kullaıldığı görülmüştür. Tahmi edile VAR modelleride, SC ve HQ göre uygu gecikme uzuluğuu k=2 olduğua karar verilmiştir. Belirlee gecikme uzuluğu ile Johase (1988) ve Johase & Juselius (1990) eşbütüleşme testi souçları Tablo 6 da verilmiştir. Tablo 6 icelediğide, hesaplaa iz testi ve maksimum özdeğer istatistiklerii kritik değerlerle karşılaştırılması soucuda %5 alam düzeyide 1 adet eşbütüleşme vektörüü buluduğuu görülmektedir. Başka bir ifadeyle, hisse seedi piyasa edeksleri arasıda herhagi bir eşbütüleşme vektörü bulumadığıı ifade ede sıfır hipotezi, iz ve maksimum özdeğer testleri tarafıda reddedilmiştir. Ayrıca, hesaplaa test istatistikleri ilgili kritik değerde küçük olduğu içi r 1, r 2, r 3 ve r 4 olduğuu öe süre sıfır hipotezleri reddedilememiştir. Bu souçlara göre, aaliz döemi içeriside kırılga beşli ülkelerii sermaye piyasaları arasıda uzu döemli bir dege ilişkisii geçerli olduğuda söz etmek mümküdür. Tablo 6: Johase Eşbütüleşme Testi Souçları Değişkeler: LBIST, LBVSP, LJKSE, LJSE, LSNSX Gecikme Uzuluğu (k): 2 İz (Trace) İstatistiği Maksimum Özdeğer İstatistiği H 0 H 1 Test İstatistiği Kritik Değer(%5) H 0 H 1 Test İstatistiği Kritik Değer (%5) r=0 r 1 83.491** 69.818 r=0 r 1 44.295** 33.876 r 1 r 2 39.195 47.856 r 1 r 2 24.800 27.584 r 2 r 3 14.394 29.797 r 2 r 3 8.185 21.131 r 3 r 4 6.209 15.494 r 3 r 4 4.813 14.264 r 4 r=5 1.395 3.841 r 4 r=5 1.396 3.841 r, eşbütüleşik vektör sayısıı ; * * ise %5 alam düzeyide sıfır hipotezii reddedildiğii göstermektedir. 5.3. Nedesellik Testleri Eşbütüleşme aalizi değişkeler arasıda uzu döemli bir ilişkii olduğuu göstermesie rağme, Grager edeselliğii yöü ile ilgili herhagi bir bilgi vermemektedir. 87
Veli AKEL Egle & Grager (1987) a göre değişkeler arasıda eşbütüleşme buluması durumuda, değişkeler arasıda e azıda tek yölü bir edesellik ilişkiside bahsetmek mümküdür. Brezilya, Edoezya, Güey Afrika, Hidista ve Türkiye hisse seedi piyasaları arasıda bir eşbütüleşme ilişkisii varlığı tespit edildikte sora bu piyasalar arasıdaki kısa döemli edesellik ilişkisii geçerliliği, Egle & Grager (1987) tarafıda öerile Vektör Hata Düzeltme Modeli (VECM) ile araştırılmıştır. Bu yöteme göre bağımlı değişkedeki değişimleri, açıklayıcı değişkelerdeki değişmeler ile hata düzeltme katsayısıı gecikmeli bir foksiyou olarak aşağıdaki gibi modellemek mümküdür. / / / / DLBISTt = a1+ a11dlbistt-1+ a12dlbvspt- i+ a13dljkset-i+ a14dljset / + a 15DLSNSX - + } ECM - + f t i 1 t 1 1t -i (8) / / / / DLBVSPt = a2+ a21dlbvspt -1+ a22dlbistt-i+ a23dljkset-i+ a24dljset / + a 25DLSNSX - + } ECM -1 + f t i 2 t 2t -i (9) / / / / DLJKSEt = a3+ a31dljkset-1+ a32dlbistt-i+ a33dlbvspt- i+ a34dljset / + a 35DLSNSX - + } ECM - + f t i 3 t 1 3t -i (10) / / / / DLJSEt = a4+ a41dljset-1+ a42dlbistt-i+ a43dlbvspt- i+ a44dljkset / + a 45DLSNSX - + } ECM - + f t i 4 t 1 4t -i (11) / / / / DLSNSXt = a5+ a51dlsnsxt-1+ a52dlbistt-i+ a53dlbvspt- i+ a54dljkset / + a 55DLJSE - + } ECM - + f t i 5 t 1 5t -i (12) Yukarıdaki, hata düzeltme modelleride her değişke içi optimal gecikme uzuluğu Akaike Bilgi Kriteri e (AIC) göre belirlemektedir. Vektör hata düzeltme modelie göre ortaya çıka edeselliği kayağıı belirleebilmesi içi, açıklayıcı değişkeleri bütü katsayılarıa beraber uygulaa Wald testie ve uzu döem eşbütüleşme ilişkiside elde edile bir döem gecikmeli hata düzeltme terimlerii katsayılarıa uygulaa t testie bakılması gerekmektedir. Uygulaa Wald testi soucuda açıklayıcı değişkeleri katsayılarıı grup olarak F istatistiğie göre istatistiksel olarak alamlı olması durumuda kısa döem edeselliği geçerli olduğu soucuu çıkarmak mümküdür. Ayrıca, hata düzeltme terimlerii katsayılarıı t istatistiğie göre alamlı çıkması durumuda ise uzu döem edesellikte bahsedilmektedir. Öreği Model 8 de α 12 terimii alamlı çıkması, kısa döemde Brezilya 88
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 Borsası, İstabul Borsasıı Grager edeidir şeklide yorumlamalıdır. Uzu döem bir değişkei diğer değişkelerle ola edesellik ilişkisi, hata düzeltme katsayılarıı (ψ i ) t testi ile alamlılığı test edilerek karar verilmektedir. Başka bir ifadeyle, uzu döem modelide elde edile hata terimii bir gecikmeli değeri, kısa döemde meydaa gele şoklarda sora sistemi uzu döem degesie uyarlama hızıı göstermektedir. Hisse seedi piyasa edeksleri arasıda kısa ve uzu döem edesellik ilişkisii araştırmak amacıyla oluşturula vektör hata düzeltme modellerie ilişki test souçları Tablo 7, Tablo 8, Tablo 9, Tablo 10 ve Tablo 11 de gösterilmiştir. Oluşturula VECM modellerii hepside hata düzeltme terimi katsayılarıı (ψ i ) istatistiki olarak alamlı çıkmış olması, bu modellerde uzu döem edesellik etkisii varlığı yöüde ipuçları vermektedir. Tablo 7: VECM Grager Nedesellik Testi Souçları (BIST) ΔLBIST 1.916 (0.1479) Taısal testler ΔLBVSP 1.366 (0.2557) Model (8) Kısa Döem ΔLJKSE 1.509 (0.2217) ΔLJSE 2.482*** (0.0843) ΔLSNSX 2.781*** (0.0627) Katsayı Olasılık R 2 0.043 Düzeltilmiş-R 2 0.027 F-statistics 2.755 (0.001) Breusch-Godfrey LM 0.266 (0.766) Ramsey Reset 1.338 (0.254) DW 2.001 Uzu Döem ECM t-1-0.039* (0.0073) BIST i diğer borsalar ile kısa döem edesellik ilişkisii göstere yukarıdaki souçlara göre, BIST edeksi sadece JSE ile SNSX edekslerii gecikmeli değerleride alamlı olarak etkilemiştir. Başka bir ifadeyle, kısa döemde JSE ve SNSX edeksleri, BIST edeksi üzeride, %10 güveilirlik düzeyide istatistiki olarak alamlı bir etkiye sahiptir. Kurula hata düzeltme modelie ilişki taısal (diagostik) testler modelde spesifikasyo hatasıı olmadığıı göstermektedir. Model 8 i hata düzeltme katsayısı (ECM t-1 ) ise egatif ve alamlı çıkmıştır. Bu katsayıı egatif ve alamlı olması, hisse seedi piyasaları arasıda kısa döemde meydaa gele sapmaları uzu döemde ortada kalktığıı ve edeksleri yeide uzu döemli degesie yakısadığıı göstermektedir. ECM t-1 = -0.039 olduğua göre, uzu döemli dege değeride sapmaları, her hafta %3.9 uu veya 1/0.039=25.6 hafta sora tamame ortada kalktığı alaşılmaktadır. 89
Veli AKEL Tablo 8: VECM Grager Nedesellik Testi Souçları (BVSP) ΔLBVSP 4.649* (0.0099) Taısal testler ΔLBIST 0.500 (0.6066) Kısa Döem ΔLJKSE 2.080 (0.1256) Model (9) ΔLJSE 0.474 (0.6227) Katsayı R 2 0.042 Düzeltilmiş-R 2 0.027 ΔLSNSX 2.415** (0.0901) Olasılık F-statistics 2.726 (0.001) Breusch-Godfrey LM 0.318 (0.727) Ramsey Reset 2.683 (0.030) DW 1.991 Uzu Döem ECMt-1-0.035** (0.0227) BVSP i diğer borsalar ile kısa döem edesellik ilişkisii göstere yukarıdaki hata düzeltme modelii souçlarıa göre (Tablo 8), BVSP edeksi sadece SNSX edeksii gecikmeli değerleride alamlı olarak etkilemiştir. Başka bir ifadeyle, kısa döemde SNSX edeksi, BVSP edeksi üzeride, %10 güveilirlik düzeyide istatistiki olarak alamlı bir etkiye sahiptir. (9) olu hata düzeltme modelii souçları, taısal test istatistikleriyle uyumlu gözükmektedir. Model 9 u hata düzeltme katsayısı (ECM t-1 ) egatif ve alamlıdır. ECM t-1 = -0.035 olması, uzu döemli dege değeride sapmaları, her hafta %3.5 ii veya 1/0.035=28.6 hafta sora tamame ortada kalktığıı göstermektedir. Tablo 9: VECM Grager Nedesellik Testi Souçları (JKSE) ΔLJKSE 10.323* (0.000) Taısal testler ΔLBIST 2.885** (0.0350) Model (10) Kısa Döem ΔLBVSP 2.556*** (0.0543) ΔLJSE 1.858 (0.1352) ΔLSNSX 7.820* (0.000) Katsayı Olasılık R 2 0.118 Düzeltilmiş-R 2 0.097 F-statistics 5.611 (0.000) Breusch-Godfrey LM 0.579 (0.560) Ramsey Reset 2.036 (0.087) DW 2.000 Uzu Döem ECMt-1-0.016*** (0.0599) 90
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 JKSE edeksii diğer borsa edeksleri ile ola kısa döem edesellik ilişkisi Tablo 9 da görülmektedir. Bua göre, JKSE edeksi, kedisii gecikmeli değeri ile BIST, BVSP ve SNSX edekslerii farklarıı gecikmeli değerleride alamlı olarak etkilemektedir. Başka bir ifadeyle, kısa döemde BIST edeksi %5, BVSP edeksi, %10, SNSX ise %1 alamlılık düzeyide JKSE üzeride istatistikî olarak alamlı bir etkiye sahiptir. Hata düzeltme modeli, taısal test istatistikleri açısıda uygu ve başarılı bir modeldir. Model 10 u hata düzeltme katsayısı (ECT t-1 ) ise egatif ve alamlıdır. ECT t-1 = -0.016 olduğua göre, uzu döemli dege değeride sapmaları, her hafta %1.6 sıı veya döem olarak ifade edilecek olursa 1/0.016=62.5 hafta sora sapmaları hepsi ortada kalkmaktadır. Tablo 10: VECM Grager Nedesellik Testi Souçları (JSE) Model (11) Kısa Döem ΔLJSE 22.358* (0.0000) Taısal testler ΔLBIST 2.014 (0.1342) ΔLBVSP 50.642* (0.0000) ΔLJKSE 3.315** (0.0369) ΔLSNSX 13.561* (0.000) Uzu Döem ECMt-1-0.021** (0.0130) Katsayı Olasılık R 2 0.369 Düzeltilmiş-R 2 0.358 F-statistics 35.831 (0.000) Breusch-Godfrey LM 0.760 (0.468) Ramsey Reset 4.132 (0.002) DW 1.980 JSE edeksii diğer borsa edeksleri ile ola kısa döem edesellik ilişkisi Tablo 10 da gösterilmektedir. Tabloya göre, JSE edeksi, kedisii ve BVSP, JKSE ve SNSX edekslerii gecikmeli değerleride alamlı olarak etkilemektedir. Başka bir ifadeyle, kısa döemde JKSE edeksi %5, BVSP ile SNSX edeksleri ise %1 güveilirlik düzeyide JSE üzeride istatistiki olarak alamlı bir etkiye sahiptir. (11) olu hata düzeltme modelii regresyo souçları, taısal test istatistikleriyle uyumlu gözükmektedir. Model 11 i hata düzeltme katsayısı (ECT t-1 ) ise egatif ve alamlıdır. ECT t-1 = -0.021 olduğua göre, uzu döemli dege değeride sapmaları her hafta %2.1 i veya döem olarak ifade edilecek olursa 1/0.021=47.6 hafta sora hepsi ortada kalkmaktadır. 91
Veli AKEL Tablo 11: VECM Grager Nedesellik Testi Souçları (SNSX) ΔLSNSX 4.089* (0.0068) Taısal testler ΔLBIST 2.170*** (0.0903) Kısa Döem ΔLBVSP 3.744** (0.0110) Model (12) Katsayı R 2 0.082 Düzeltilmiş-R 2 0.060 ΔLJSE 1.185 (0.3141) Olasılık F-statistics 3.750 (0.000) Breusch-Godfrey LM 0.378 (0.684) Ramsey Reset 1.824 (0.1223) DW 1.990 ΔLJKSE 4.274* (0.0053) Uzu Döem ECMt-1-0.049** (0.0116) SNSX edeksii diğer borsa edeksleri ile ola kısa döem edesellik ilişkisi Tablo 11 de verilmiştir. Tablo 11 de, SNSX edeksii, BIST, BVSP ve JKSE edekslerii gecikmeli değerleride alamlı olarak etkilediği görülmektedir. Başka bir ifadeyle, kısa döemde BIST edeksi %10, BVSP edeksi %5 ve JKSE edeksi de %1 güveilirlik düzeyide SNSX edeksi üzeride istatistiki olarak alamlı bir etkiye sahiptir. 12 olu hata düzeltme modelii regresyo souçları, taısal test istatistikleriyle uyumludur. Model 12 i hata düzeltme katsayısı (ECT t-1 ) ise egatif ve alamlıdır. ECT t-1 = -0.049 olması, uzu döemli dege değeride sapmaları her hafta %4.9 uu ortada kalktığıı veya SNSX Edeksii 1/0.049 = 20.4 hafta sora dege değerie ulaşacağıı göstermektedir. Yukarıda 5 hata düzeltme modelii souçları geel olarak değerledirildiğide, BIITS ülkelerii hisse seedi piyasa edeksleri arasıdaki edesellik ilişkisii yöüü Şekil 3 de daha açık bir şekilde görmek mümküdür. Şekil 3 e göre, SNSX edeksi, diğer edeksleri hepsiyle kısa döem edesellik ilişki içerisidedir. SNSX edeksii, BIST, BVSP ve JKSE edeksleriyle çift yölü edeselliği varke, sadece JSE edeksie doğru tek yölü bir etkiye sahiptir. Şekil 3 t e görüleceği üzere, BIST edekside JKSE edeksie tek yölü, BVSP edekside JKSE ve JSE edekslerie tek yölü, JKSE edekside JSE ye tek yölü, JSE edekside BIST e tek yölü bir edesellik ilişkisi bulumaktadır. 92
Uluslararası Yöetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 11, Sayı 24, 2015, ss. 75-96 It. Joural of Maagemet Ecoomics ad Busiess, Vol. 11, No. 24, 2015, pp. 75-96 Şekil 3: Hisse Seedi Piyasa Edeksleri Arasıdaki Kısa Döem Nedesellik İlişkileri 6. Souç 22 Mayıs 2013 tarihide Fed i tahvil alımlarıda azaltıma gideceğii açıklamasıda sora Türkiye i de aralarıda olduğu bazı gelişmekte ola ekoomileri cari açık, yüksek eflasyo, düşük büyüme hızları gibi bazı yapısal kırılgalıkları edeiyle bu ülkeleri hem para hem de sermaye piyasalarıda öemli dalgalamalar görülmüştür. Kırılga Beşli olarak adladırıla ve BIITS olarak kısaltıla Brezilya, Hidista, Edoezya, Türkiye, Güey Afrika hisse seedi piyasaları arasıda kısa ve uzu döemli dege ilişkilerii geçerli olup olmadığı sorusu bu çalışmaı kousuu oluşturmuştur. Bu çalışmada, Kırılga Beşli ülkeleri hisse seedi piyasa edekslerii Kasım 2000- Aralık 2013 döemideki haftalık kapaış verileri kullaılarak Johase eşbütüleşme aalizi ile Grager edesellik testi yapılmıştır. Johase eşbütüleşme testi souçlarıa göre aaliz döemi içeriside BIITS ülkelerii sermaye piyasaları arasıda uzu döemli bir dege ilişkisii geçerli olduğu tespit edilmiştir. Brezilya, Edoezya, Güey Afrika, Hidista ve Türkiye hisse seedi piyasaları arasıda bir eşbütüleşme ilişkisii varlığı tespit edildikte sora bu piyasalar arasıdaki kısa döemli edesellik ilişkisii geçerliliği, Egle&Grager (1987) tarafıda öerile Vektör Hata Düzeltme Modeli (VECM) ile araştırılmıştır. VECM souçlarıa göre, hisse seedi piyasa edeksleri kapmasıda Hidista ı diğer ülkeleri hepsiyle kısa döem edesellik ilişki içeriside olduğu, Türkiye de Edoezya ya tek yölü, Brezilya da Edoezya ve Güey Afrika ya tek yölü, Edoezya da Güey Afrika ya tek yölü, Güey Afrika da Türkiye ye tek yölü bir Grager edeselliğii geçerli olduğu tespit edilmiştir. Kısaca ifade etmek gerekirse, kırılga beşli ülkeleri arasıda geçerli ola eşbütüleşme ilişkisi edeiyle bu ülkeleri hisse seedi piyasaları arasıda uluslararası portföy çeşitledirmesi ve arbitraj yaparak ekstra kazaç elde etme imkaıı olmadığı soucua ulaşılmıştır. 93
Veli AKEL Çalışmada, araştırma yötemi olarak yapısal kırılmalı ekoometrik modeller kullaıldığıda ulaşıla souçları değişebileceği ifade edilebilir. Burada dikkate edilmesi gereke diğer bir araştırma sıırlılığı ise aaliz döemi ile ilgilidir. Aaliz döemi olarak daha kısa veya daha uzu bir döem seçilmesi durumuda bulguları farklılaşabilmesi de mümküdür. Buda dolayı, ileride yapılacak çalışmalarda Kırılga Beşli ülkelerii ekoomik yöde kırılga oldukları temel göstergeleri fiasal piyasalar üzerideki etkisi, daha kısa veya daha uzu döemleri kapsayacak şekilde farklı edesellik ve eşbütüleşme modelleri kullaılarak araştırılabilir. Ayrıca, Fed i tahvil alımıı azaltma programıı açıklamasıda soraki döemde kırılga beşli ülkeleri arasıdaki volatilite yayılma etkisii geçerliliği çok değişkeli Geelleştirilmiş Otoregresif Koşullu Değişe Varyas (GARCH) modelleri ile test edilebilir. Kayakça Akta, B., Madaci, P. E., Kopurlu, B. S., & Erseer, B. (2009). Behaviour of emergig stock markets i the global fiacial meltdow: Evidece from Bric-a. Africa Joural of Busiess Maagemet, 3(7), 396 404. Arshaapalli B., Doukas J., & Lag L. (1995). Pre- ad post-october 1987 stock market likages betwee U.S. ad Asia markets. Pacific-Basi Fiace Joural, 3, 57 73. Asteriou D., & Hall S. G. (2007). Applied ecoometrics: A moder approach usig eviews ad microfit. Palgrave Macmilla. Bessler D., & Yag, J. (2003). The structure of iterdepedece i iteratioal stock markets. Joural of Iteratioal Moey ad Fiace, 22, 261 287. Bozoklu, Ş., & Saydam, İ. M. (2010). BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasıdaki Sermaye Piyasaları Etegrasyouu Parametrik ve Parametrik Olmaya Eşbütüleşme Testleri ile Aalizi. Maliye Dergisi, 159, 416 431. Boztosu, D., & Çelik, T. (2011). Türkiye borsasıı Avrupa borsaları ile eşbütüleşme aalizi. Süleyma Demirel Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 16(1), 147 162. Brooks, C. (2008). Itroductory ecoometrics for fiace. Secod Editio, New York: Cambridge Uiversity Press. Che G., Firth M., & Rui O. (2002). Stock market likages: Evidece from Lati America. Joural of Bakig ad Fiace, 26, 1113 1141. Chittedi, K. R. (2009). Global stock markets developmet ad itegratio: With special referece to BRIC coutries, http://mpra.ub.ui-mueche.de/ 18602/1/MPRA _paper_18602.pdf Choudhry, T. (1997). Stochastic treds i stock prices: Evidece from Lati America markets. Joural of Macroecoomics, 19, 285 304. Çıtak, L., & Gözbaşı, O. (2007). İMKB ile bazı öde gele gelişmiş ve gelişmekte ola ülke borsaları arasıdaki bütüleşmei temel edeks ve aa sektör edeksleri temelide aalizi. Dokuz Eylül Üiversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 22(2), 249 271. Egle, R.F., & Grager, C.W.J. (1987). Coitegratio ad error correctio: Represetatio., estimatio ad testig. Ecoometrica, 55, 251 76. 94