BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi Şeref BOZOKLU * İpek M. SAYDAM ** Öze Bu çalışmanın amacı Brezilya, Çin, Hindisan, Rusya ve Türkiye sermaye piyasalarının birbirlerine ne oranda enegre olduğunu analiz emekir. Bu doğruluda Johansen (1988, 1991 ve 1994) ve Bierens (1997 ve 2004) arafından gelişirilen paramerik ve paramerik olmayan eşbüünleşme esleri uygulanmışır. Çalışmanın sonucunda bu ülkelerin sermaye piyasalarının enegre olduğu ve uzun dönem kâr imkânının olmadığı belirlenmişir. Anahar Kelimeler: Sermaye Piyasaları Enegrasyonu, Porföy Farklılaşması, Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesi, BRIC Ekonomileri The Analysing Capial Marke Inegraion wih Parameric and Nonparameric Coinegraion Tess among BRIC Counries and Turkey Absrac The aim of his sudy is o analyze wha proporion are inegraed o each oher he Brazilian, China, India, Russia and Turkey capial markes. In his respec, he parameric and nonparameric coinegraion ess developed by Johansen (1988, 1991 and 1994) and Bierens (1997 and 2004) are applied. As a resul of he sudy deermined ha capial markes of hese counries are inegraed and hey do no have long-erm profi opporuniies. * Arş.Gör., İsanbul Üniversiesi, İkisa Fakülesi, İkisa Bölümü, sbozoklu@isanbul.edu.r ** Arş.Gör., İsanbul Üniversiesi, İkisa Fakülesi, İkisa Bölümü, ipeksa@isanbul.edu.r 416 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM Key Words: Capial Marke Inegraion, Porfolio Diversificaion, Nonparameric Coinegraion Tes, BRIC Counries JEL Classificaion Codes: C32, F15, G14 Giriş Sermaye piyasalarının enegrasyonu ülkeler arasındaki sermaye harekelerinin herhangi bir kısılamaya maruz kalmaması olarak anımlanmaka ve bu bağlamda özellikle finans piyasalarında yaırım kararlarının alınması açısından son derece önemli bir kavram olarak karşımıza çıkmakadır. Sermaye harekelerinin mükemmel olması halinde varlık fiyaları birbirlerine yakınsayacak, enegrasyonun mükemmel olmadığı durumlarda ise yaırımcılar risklerini minimize emek sureiyle geirilerini arırmayı amaçlayacaklar ve porföy farklılaşırması yoluna gideceklerdir. Sermaye piyasalarındaki enegrasyonun mükemmel olması kaynak dağılımında ekinliğin sağlanması anlamına gelmekedir. Öe yandan, bu mükemmellik, piyasalarda var olan belirsizlikler ve gelecek beklenilerindeki farklılıklar nedeniyle her zaman gerçekleşmeyebilir. Bu nedenle sermaye piyasalarının mükemmel olmaması emelde piyasa aksaklıklarının varlığına ve piyasaların ne oranda güvenilir olduklarına dair yeerli bilginin olmamasına bağlanmakadır. Mükemmel enegrasyonun olmadığı bir piyasada yaırımcıların emel amacı porföy çeşilendirmesi sureiyle geirilerini arırmakır. Porföy çeşilendirilmesi özellikle risk yapıları farklı finansal varlıkların olduğu durumlarda uygulanmakadır. Varlıkların risk unsurları farklılaşıkça geirileri de farklılaşmakadır. Diğer bir deyişle, piyasaların enegrasyonunun arması risk unsurları benzer, dolayısıyla geirileri birbirine yakın, finansal varlıkların oluşmasına neden olacak ve bu durum yaırımcıların uzun dönem kârlılıklarının da azalmasını beraberinde geirecekir. Sermaye piyasaları arasındaki güçlü enegrasyonun varlığı ülkeler arasındaki yayılma ekisini (conagion effec) de eiklemekedir. Bir ülkede yaşanacak herhangi bir ikisadi şok birbirine enegre olan piyasalarda kolaylıkla yayılmakadır. Sermaye piyasası enegrasyonu ve porföy çeşilendirmesi konusunda geniş bir lieraür mevcuur. Yapılan ampirik çalışmaların önemli bir kısmı da enegrasyon seviyesinin ölçümü üzerinde yoğunlaşmakadır. Bu doğruluda çalışmamızın emel amacı, gelişmeke olan ülkeler içerisinden seçilen beş ülkenin (Brezilya, Çin, Hindisan, Rusya ve Türkiye) sermaye piyasalarının birbirlerine ne oranda enegre olduğunu araşırmakır. Enegrasyon ölçümünü gerçekleşirilmek amacıyla lieraürde sıklıkla karşımıza çıkan Johansen (1988, 1991 ve 1994) paramerik eşbüünleşme esinin uygulanmasının yanı sıra çalışmamızda Bierens (1997 ve 2004) arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esine de başvurulmuşur. Çalışmamız üç bölümden oluşmakadır. Birinci bölümde, sermaye piyasaları enegrasyonu ile ilgili bilgilere yer verilecekir. İkinci bölümde, ampirik çalışmalar ve bu çalışmalardan elde edilen sonuçlar oraya konulacakır. Üçüncü bölümde, Johansen (1988, 1991 ve 1994) ve Bierens (1997 ve 2004) arafından gelişirilen eşbüünleşme eslerinin eorik emelleri ve ele alınan ülkeler açısından oluşurulan analiz sonuçları açıklanacakır. Sonuç bölümünde ise elde edilen bulgular arışılmakadır. Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 417
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi 1. Sermaye Piyasalarında Enegrasyon Sermaye piyasalarının enegrasyonu uluslararası ikisaın en önemli konularından biri olarak karşımıza çıkmakadır. Bu bağlamda, ilgili lieraürde önemli arışmaların başında gelen sermaye piyasalarının yakınsaması (veya ıraksaması) açısından bakıldığında enegrasyon harekelerinin önemi daha çok armakadır. Enegrasyon kavramı ile ilişkili olarak diğer önemli bir konu da sermaye harekelerinin ülkeler arasında herhangi bir engel veya kısılamaya maruz kalmadan hareke emesidir. Fama ya göre sermaye piyasalarının en emel rolü ekonominin sermaye sokunun dağılımıdır. Bu doğruluda ideal piyasa, fiyaların kaynak dağılımı için doğru sinyaller sağladığı piyasadır. Bu ip bir piyasada firmalar üreim ve yaırım kararlarını alırken ve yaırımcılar da firma hisse senelerine yaırım yaparken, hisse senedi fiyalarının üm bilgileri mükemmel bir şekilde yansıığı varsayımıyla hareke emekedirler. Ekin piyasa hipoezinin mimarı olan Fama ya göre bir piyasada fiyaların üm bilgileri yansıması halinde o piyasaların ekin olduğu söylenmekedir (Fama, 1970:383). Ekin piyasa hipoezinde piyasada oluşan herhangi bir bilginin hızlı bir şekilde yayıldığı ve fiyalara dahil olduğu kabul edilir. Bilgi akışı engellenmediği ve bilginin hisse senedi fiyalarına yansıdığı kabul edildiğinde, geleceğe ai fiya değişimlerinin sadece geleceğin haberlerini yansıığı ve bugünün fiya değişimlerinden bağımsız olduğu düşünülmekedir. Faka öngörülemeyen haberler, fiya değişimlerinde de öngörülemeyen ve rassal değişimler yaramakadır. Günümüzde bu eorinin daha az evrensel olduğu gözlenmiş ve hisse senedi fiyalarının belirlenmesinde psikolojik ve davranışsal unsurların devreye girdiği görülmüşür. Bu nokada hisse senelerinin gelecek fiyalarının geçmiş fiyaları doğrulusunda belirli bir ölçüde öngörülebileceği kabul edilir (Malkiel, 2003:59-60). Fama nın öngörmüş olduğu piyasaların üm bilgiyi eş zamanlı paylaşması varsayımına yönelik güvenin zaman içerisinde azalmasına paralel olarak beklenilerin devreye girmesi ile birlike sermaye piyasalarındaki mükemmel bilgi paylaşımı varsayımına olan inanç da azalmışır. Sermaye piyasası enegrasyonu araşırmalarının hareke nokası, hisse senedi piyasalarının neden farklı beklenen geiriler sundukları sorusudur ve bu sorunun yanıı ülkelerin finansal piyasalarının farklı risk yapıları aracılığıyla verilmekedir. Risk düzeyleri birbirinin aynı olan varlıkların aynı zamanda benzer beklenen geiriye sahip olması halinde piyasaların amamen enegre olduğu kabul edilir. Enegre olan dünya sermaye piyasalarında riskli varlıklara karşı orak bir geiri söz konusudur ve bu özelliği nedeniyle elde edilen geiri ihmal edilebilir düzeydedir. Öe yandan enegre olmayan bir piyasada riskin kaynakları farklı olduğundan, elde edilecek geiri de enegre piyasalarınkinden farklı olacakır (Bekaer ve Harvey, 1995:403-4). Küresel piyasaların enegrasyonu konusunun gündeme gelmesi iki açıdan ele alınmakadır: Birincisi, uluslararası seviyede enegrasyon, ikincisi ise ikisadi enegrasyon. Birinci açıdan bakığımızda yapılan çalışmalarda uluslararası finansal enegrasyon ve bunun ikisadi büyümeye ekileri önem kazanmakadır. Aynı zamanda çeşili makro gösergelere dayanan ikisadi büyüme ve finansal enegrasyon arasındaki ilişki geniş olarak araşırılmakadır. İkinci açıdan ele alınan enegrasyon çalışmaları ise ikisadi enegrasyonun bir parçası olan sermaye 418 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM piyasaları enegrasyonudur. AB, bunun en başarılı örneği olarak karşımıza çıkmakadır (Horobe ve Lupu, 2009:64-5). Dünyada sermaye piyasaları arasındaki enegrasyonun boyuu finansal yaırım kararlarının alınmasında oldukça önemlidir. Dünya sermaye piyasalarının mükemmel enegre olması halinde varlık fiyalama ilişkisi üm ülkeler için aynı olacakır. Enegrasyonun yokluğunda risk ülkeler arasında farklılaşır ve yaırımcılar aynı riski vermeleri halinde en çok arbiraj fırsaı yakalayabilecekleri yani en çok geirinin olacağı ülkelere yaırım yapmayı ercih ederler (Morelli, 2009:1043). Sermaye piyasalarının mükemmel enegrasyonu sermaye hesabı işlemlerinde, kanunların uyumunda ve para biriminin birleşirilmesinde engellerin oradan kaldırılmasıyla elde edilir. Yaygın kullanılan bir para birimi risk primini oradan kaldırmaya yardımcı olur. Böylece yaırımcılar beklenmeyen kur değişimlerine karşı önlem almak için farklı ülkelerde farklı porföy umak zorunda kalmazlar. Diğer arafan hisse senedi piyasalarında kısmi bir enegrasyon, yabancı işirakler önündeki engellerin ve kurlar üzerindeki kısıların kaldırılması gerekmekedir. Böylece kısmi enegrasyon, sermaye piyasalarının am enegrasyonunun başarısız olması halinde kullanılabilir (Onour, 2010:30). Sermaye harekelerinde herhangi bir sınırlamanın olmaması halinde hisse senedi piyasası enegrasyonu dünyanın kaynak dağılımında daha ekin bir yapıya olanak sağlayacakır. Aynı zamanda yaırımcılar daha yüksek geiri elde emeyi beklemeleri nedeniyle sermayenin görece bol olduğu piyasalardan az olduğu piyasalara doğru hareke ederler (Chiedi, 2009:7). Ancak, finansal piyasalar arasında mükemmel enegrasyonun olması her zaman mümkün olamamakadır. Bu nokada durumun en emel nedeni olarak piyasa aksaklıkları ile vergilerin veya kısılamaların ülkeler arasında farklılık arz emesi göserilmekedir. Uluslararası piyasalarda enegrasyon eksikliğinin başka nedenleri olarak ise uluslararası icaree ve yaırıma konulan kısılar ile yabancı ülkelerin güvenliği konusunda yeersiz bilgi ve yerli piyasaların güvenilirliğine karşı yaırımcılar arafından duyulan önyargı göserilebilir (Morelli, 2009:1043). Enegrasyon bölgesel veya global olsun belirli bir maliyei de beraberinde geirmekedir. Sermaye harekelerinin mükemmel olmadığı bir dünyada finansal enegrasyon, ülkenin makro ekonomik ve finansal krizlere karşı kırılganlığını arırabilir. Öe yandan sermaye harekelerinde yayılma ve bunun yaraığı sonuçlar, çıkı seviyesinde daha yüksek harekeliliğe ve daha düşük oralama büyümeye neden olabilir. Büün bunların yanı sıra enegrasyonun gerçekleşmesi piyasa risklerinin firma risklerine dönüşmesine yol açacakır ve bu durum firmaların porföylerini çeşilendirmesi sureiyle beraraf edilebilir (Chiedi, 2009:7-8). Günümüzde yaırımcıların yaırım sraejilerinin belirlenmesi ve sermaye piyasalarının ekinliğinin sağlanması için sermaye piyasası enegrasyonu büyük önem aşımakadır. Hisse senedi piyasalarının enegre hale geirilmesinin ardından porföy farklılaşırması kârları sınırlayabilir. Bu durum, bir piyasadaki uygun olmayan bir harekein başka bir piyasaya uygun olmayan bir hareke olarak yansıması sonucu oluşur. Diğer bir deyişle, eşbüünleşik bir grup piyasada, aynı anda yaırım yapmak, yaırımın riskini engelleyemeyecekir (Erdinç ve Milla, 2007:187). Genel olarak bakıldığında, uluslararası porföy çeşilendirmesinden elde edilecek poansiyel kazanç, hisse senedi piyasası enegrasyonu ile ers yönlü ilişkilidir. Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 419
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi Uluslararası yaırımcılar açısından porföylerin çeşilendirilmesi sureiyle hem kazançlı yaırımlar oluşurulmaka hem de risk fakörü dağıılmakadır. Ancak sermaye piyasalarının birbirine enegre olduğu piyasalarda oluşacak porföy çeşilendirilmesi, yaırımcılar açısından herhangi bir kârlılık yaramamakadır. Bu nedenledir ki, uluslararası sermaye piyasalarının birbirine enegre olup olmadığını belirlemek önem kazanmakadır. 2. Sermaye Piyasaları Enegrasyonuna İlişkin Uygulamalı Çalışmalar Uluslararası yaırımcılar açısından kazançlı yaırımların oluşurulması ve risk fakörünün dağıılmasının eş zamanlı gerçekleşmesi için porföylerin çeşilendirilmesi yoluna gidilmekedir. Kazançlı yaırımların gerçekleşebilmesi ise birbirine enegre olmayan piyasaların varlığı ile mümkündür. Bu nokada piyasaların enegrasyon derecelerinin araşırılması önem kazanmakadır. Bu doğruluda, lieraürde, birçok ülkenin sermaye piyasaları enegrasyonunun eşbüünleşme yönemi ile analiz edildiği görülmekedir. Onour (2010) yapmış olduğu çalışmasında, porföy farklılaşırmasının verimliliğini üç Kuzey Afrika hisse senedi piyasası olan Mısır, Fas ve Tunus açısından araşırmışır. 28 Mayıs 2002 ile 2 Eylül 2007 arihleri arasındaki logarimik hisse senedi fiya endeksleri ile yapılan çalışmada, porföy verimliliğini araşırmak için doğrusal Johansen ve Juseilus (1990) ve doğrusal olmayan Breiung (2001) eşbüünleşme esleri uygulanmışır. Çalışma sonucunda, bu üç piyasanın hisse senedi fiyaları arasında çok değişkenli ve iki değişkenli doğrusal olmayan güçlü bir uzun dönem ilişki bulunmuşur. Doğrusal olmayan eşbüünleşik ilişki bu piyasaların birbirine bağlı olması, dolayısıyla porföylerin verimsiz olduğu, diğer bir ifadeyle, bu piyasalar arasında farklılaşırma yolu ile kazanç elde edilemediği anlamına gelmekedir. Erdinç ve Milla (2007) nın yapmış oldukları çalışmada, Avrupa Birliği ülkeleri olan Fransa, Almanya ve İngilere nin menkul kıymeler borsaları arasında eşbüünleşik bir ilişkinin varlığı araşırılmışır. Ayrıca çalışmada, bu ülkelerin sermaye piyasaları ile dünya sermaye piyasası arasındaki eşbüünleşme ilişkisi de incelenmişir. Ocak 1991-Eylül 2006 arihleri arasındaki aylık verilerin kullanıldığı çalışmada, dünya sermaye piyasası endeksi olarak Morgan Sanley Capial Inernaional Index (MSCI) kullanılmışır. Eşbüünleşme esi sonucunda çok değişkenli modellerde ve Fransa ve Almanya nın ikili analizi dışındaki üm ikili modellerde, ek bir uzun dönem ilişkisi bulunmuşur. Sonuç olarak, dünya hisse senedi endeksi ve AB nin üç emel ülkesi arasında enegrasyonun var olduğu söylenebilir. Lagoarde-Sego ve Lucey (2007) çalışmalarında, Ora Doğu ve Kuzey Afrika (Middle Easern and Norh Africa) ülkelerinde sermaye piyasası enegrasyonunu ve bu enegrasyonun uluslararası porföy yaırımlarının dağılımına yansımasını araşırmakadırlar. 1 Ocak 1998 den 16 Kasım 2004 e kadar günlük endekslerin kullanıldığı çalışmada Fas, Tunus, Mısır, Lübnan, Ürdün, Türkiye ve İsrail hisse senedi piyasaları ele alınmışır. Uygulanan eşbüünleşme esi sonucunda ele alınan ülkeler ile Avrupa Para Birliği ve ABD arasındaki uzun dönem ikili ilişki hipoezleri reddedilmişir. Bu durum, yaırımcılar açısından porföylerinde anlamlı derecede çeşilendirme fırsaının varlığını gösermekedir. 420 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM Horobe ve Lupu (2009) çalışmalarında, Ora ve Doğu Avrupa (Cenral and Easern European) bölgesinin beş ülkesinin (Çek Cumhuriyei, Macarisan, Polonya, Romanya ve Rusya Federasyonu) hisse senedi piyasaları ile AB nin dör lider ülkesini (Avusurya, Fransa, Almanya ve İngilere) karşılaşırmışlardır. Bunlardan Avusurya, Fransa, Almanya ve İngilere gelişmiş ülke kaegorisinde yer alırken, diğer ülkeler gelişmeke olan ülke sınıfında yer almakadırlar. Çalışmanın amacı, bu ülkeler arasındaki bilgi akarımının anlamlılığını ve hızını, hisse senedi geirilerini ilişkilendirerek anımlamakır. Bu çalışmada, AB sermaye piyasaları arasındaki ilişkiyi es emek adına eşbüünleşme ve Granger nedensellik esleri uygulanmışır. 6 Ocak 2003 ve 29 Haziran 2007 arihleri arasını kapsayan çalışmada uygulanan eşbüünleşme ve Granger nedensellik esi sonucunda piyasaların gelen bilgilere oldukça hızlı epki verdiği görülmüşür. Aynı zamanda bilgi akışının gelişmiş piyasalardan gelişmeke olan piyasalara doğru olabileceği sonucuna varılırken, bu durumun ersinin de geçerli olduğu belirlenmişir. Gelişmeke olan piyasalardaki yaırımcıların bölgedeki diğer gelişmeke olan ülkelerden gelecek bilgileri göz önünde bulundurdukları sapanmış ve ayrıca eşbüünleşme esi sonuçlarında ele alınan piyasalar arasında uzun dönem ilişkilerinin varlığı oraya çıkmışır. Bu durumda bu ülkeler arasında yüksek bir enegrasyonun var olduğu görülmekedir. Maghyereh ve Al-Kandari (2007) arafından yapılan çalışmanın amacı, Körfez Arap Ülkeleri İşbirliği Konseyi (Gulf Cooperaion Council) ülkelerinde perol fiyaları ile hisse senedi piyasaları arasındaki bağlanıyı araşırmakır. Çalışmada, Breiung ve Gourieroux (1997) ile Breiung (2001) arafından önerilen doğrusal olmayan eşbüünleşme analizi yapılmışır. Çalışmada Bahreyn, Kuvey, Umman ve Suudi Arabisan için hisse senedi piyasası verileri 1 Ocak 1996 ve 31 Aralık 2003 aralığını kapsamakadır. Perol fiyalarının GCC ülkelerinde hisse senedi fiya endeksini ekilediği sonucuna varılmışır. Bu nedenle, GCC ülkelerinde poliika yapıcılar, perol fiyalarındaki değişimin kendi ülke ekonomilerine ve hisse senedi piyasalarına ekisini göz önünde bulundurmalıdırlar. Bireysel ve kurumsal yaırımcılar için ise perol ve hisse senedi piyasaları arasındaki doğrusal olmayan ilişki öngörülebilir nielikedir. Chiedi (2009) çalışmasında, BRIC (Brezilya, Rusya, Hindisan ve Çin) ekonomileri ile hisse senedi piyasaları arasındaki enegrasyonu incelemiş, ayrıca bu piyasaların ABD, İngilere ve Japonya gibi gelişmiş ülkelerin hisse senedi piyasaları ile olan enegrasyonunu Granger nedensellik ve eşbüünleşme esleri kullanarak analiz emişir. Ocak 1998-Ağusos 2009 dönemi arasında günlük veri seinin kullanıldığı çalışmada, BRIC ekonomileri ile gelişmiş ülkeler arasında eşbüünleşik bir ilişkinin bulunduğu sonucuna varılmışır. ABD ve Japon piyasa fakörlerinin Hindisan hisse senedi piyasasını ekilediği gözlenmiş ve bunun nedeni emelde icari akivielerin bu ülkelerle yoğun olmasına bağlanmışır. Öe yandan, Hindisan piyasasının ele alınan diğer ülkelerden ekilenmediği gözlenmişir. Ancak Brezilya ve Rusya piyasaları, Hindisan piyasasından ekilenmekedir. Kanas (1998) çalışmasında, ABD ile Avrupa nın en büyük alı ülkesi (İngilere, Almanya, Fransa, İsviçre, İalya ve Hollanda) ile hisse senedi piyasaları arasındaki ikili eşbüünleşme ilişkisini araşırmışır. Bunun için çalışmada, üç ayrı yönem kullanılmışır: Phillips ve Ouliaris (1990) ve Johansen (1988) arafından gelişirilen paramerik eşbüünleşme esleri ve Bierens (1997) arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esi. Bu üç es sonucunda, ABD hisse senedi piyasasının, Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 421
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi ele alınan Avrupa ülkelerinin hiçbirisiyle 3 Ocak 1983-20 Kasım 1996 dönemleri arasında kullanılan veri seinde eşbüünleşik bir ilişkisinin olmadığı sonucuna varılmışır. 1987 yılının Ekim ayında yaşanan borsa krizinin kırılma nokası olarak kabul edilmesi ile birlike öncesi ve sonrası için yapılan analizlerde de benzer sonuçlar çıkmışır. Diğer bir deyişle, ABD ve önemli Avrupa ülkelerinin hisse senedi piyasaları arasında uzun dönem bir ilişki yokur ve böylece hisse senedi çeşilendirmesiyle risk azalılmasında poansiyel uzun dönem kârların varlığı oraya çıkmakadır. Bu sonuçlar, bireysel yaırımcılar ve finansal kurumların uluslararası porföylerini değerlendirmeleri açısından oldukça önemlidir. Küçükçolak (2008) çalışmasında, Türkiye hisse senedi piyasasının enegrasyon seviyesini eşbüünleşme yönemi ile araşırmışır. Engle ve Granger (1987), eşbüünleşme yöneminin kullanıldığı çalışmada, Türk hisse senedi piyasası endeksi AB endeksleri ile analize abi uulmuşur. Ülkelerin büyüklükleri ve gelişmişliklerine göre AB sermaye piyasalarını emsilen üç ülke seçilmişir: İngilere, Almanya ve Fransa. Bu ülkelere ek olarak, Türk sermaye piyasasına benzemesi nedeniyle, Yunanisan da analize dahil edilmişir. Kullanılan veri sei ele alınan ülkeler için 1 Ocak 2001-31 Aralık 2005 arasındaki günlük borsa endeksleridir. Sonuç olarak uzun dönemde, Türk hisse senedi piyasasının gelişmiş AB piyasaları (İngilere, Almanya ve Fransa) ile eşbüünleşme ilişkisinin olmadığı, ancak buna karşı Yunanisan ile eşbüünleşme ilişkisinin olduğu gözlenmişir. Bu durum, porföy çeşilendirmesi açısından bir avanajdır. Piyasalar arasında uzun dönem ilişkinin eksikliği yaırımcıların önemli ölçüde porföy çeşilendirme kazancı sağlayabilecekleri anlamına gelmekedir. Chang ve Tzeng (2009), ABD ve emel icari orakları olan Kanada, Almanya, Japonya ve Meksika arasındaki uluslararası hisse senedi çeşilendirilmesi ile uzun dönem kârların varlığını araşırmakadır. 1 Ocak 2000 ve 31 Ağusos 2008 dönemi arasında yapılan analizde Bierens (1997) arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esi uygulanmışır. Analiz sonuçlarına göre, ABD hisse senedi piyasalarının ele alınan ve emel icari ilişki içinde bulunduğu ülkelerden Meksika haricinde hiçbir ülke ile ikili eşbüünleşik ilişkiye sahip olmadığı oraya çıkmışır. Bu sonuç, bireysel yaırımcılar ve bu piyasalarda uzun dönem yaırım porföyü uan finansal kurumlar açısından oldukça kazançlıdır. Diğer bir deyişle, ABD-Kanada, ABD-Almanya ve ABD-Japonya arasında uzun dönem bir bağlanının olmaması nedeniyle ABD yaırımcıları için Kanada, Almanya ve Japonya hisse senedi piyasalarında porföy çeşilendirmesine gimeleri, poansiyel bir kazancın varlığı anlamına gelmekedir. Bunun ersi de geçerlidir ve Kanada, Almanya ve Japonya yaırımcıları için de ABD hisse senedi piyasalarında bir çeşilendirme kazanç yaraacakır. Bu durum, bireysel yaırımcılar ve finansal kurumlar için oldukça kıymelidir. Chang, Mo ve Liu (2009) çalışmalarında, Japonya ile onun emel icari parnerleri olan Asya ülkeleri (Malezya, Singapur, Güney Kore ve Tayvan) ve ABD arasındaki uluslararası hisse senedi çeşilendirmesinde uzun dönem kârların varlığını araşırmışlardır. 1 Temmuz 1999-31 Aralık 2004 arihleri arasındaki dönemi kapsayacak şekilde yapılan analizde, Bierens arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esi kullanılmışır. Bu esin sonucuna göre Japonya hisse senedi piyasası Malezya, Singapur, Tayvan ve ABD hisse senedi piyasaları ile ikili eşbüünleşik ilişkiye sahipken, Güney Kore ile benzer bir ilişkinin olmadığı 422 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM gözlenmişir. Yapılan analiz sonucunda, Japonya ve Güney Kore hisse senedi piyasalarında çeşilendirme yapan yaırımcılar için uzun dönemde kârlılık durumu söz konusu olmakadır. ABD, Malezya, Singapur ve Tayvan ile yapılan porföy çeşilendirmesinde ise poansiyel uzun dönem kârlılık bulunmamakadır. Lim, Lee ve Liew (2003), Filipinler, Malezya, Tayland, Endonezya ve Singapur'dan oluşan Güneydoğu Asya Uluslar Birliği (Associaion of Souheas Asian Naions, ASEAN) bölgesi hisse senedi piyasaları enegrasyonunu Bierens arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esi ile analiz emişlerdir. Ocak 1988-Ağusos 2002 dönemleri arasında aylık hisse senedi fiya endeksi kullanılan çalışmanın sonuçlarına göre, beş ASEAN hisse senedi piyasası uzun dönemde bir denge ilişkisi gösermekedir. Bu piyasalar birbirine bağlı ve yüksek seviyede enegre olduğundan bu yana ek bir enegre piyasanın unsurları gibi hareke emekedirler. Bu nedenle bölgede porföy çeşilenmesinden elde edilecek kârlar sınırlanmış ve yaırımcılar için uzun dönem yaırım yapmak kârlı olmakan çıkmışır. Öe yandan, bölgedeki güçlü enegrasyon nedeniyle oluşacak şokların yayılma ekisi de bir başka risk olarak karşımıza çıkmakadır. Bu durumda beş hisse senedi piyasasının herhangi birinden gelen şoklar, bölgedeki diğer piyasalara da yayılmakadır. Asya krizi bu yayılma ekisinin örneklerinden biridir. 3. Ekonomerik Yönem 3.1.Veri Çalışmada kullanılan günlük hisse senedi fiya endeksleri kapanış değerlerini yansımaka ve 3 Kasım 2005-3 Kasım 2010 dönemini (1305 gözlem) kapsamakadır. Endeks Amerikan doları cinsinden MSCI 1 inerne siesinden elde edilmiş ve ekonomerik analiz bu endekslerin doğal logariması alınarak gerçekleşirilmişir. Hisse senedi geirilerine ilişkin anımlayıcı isaisikler Tablo 1 de yer almakadır. Tablo 1: Tanımlayıcı İsaisikler Brezilya Çin Hindisan Rusya Türkiye Oralama 0,00070 0,00074 0,00072 0,00010 0,00043 Sandar Sapma 0,02729 0,02230 0,02198 0,02984 0,02727 Çarpıklık -0,37263-0,02643 0,09614-0,43330-0,25700 Basıklık 10,26555 8,49718 9,94658 16,41054 6,79918 Jarque- Bera a 2898,339 v (0,000) 1642,047 v (0,000) 2623,863 v (0,000) 9812,255 v (0,000) 798,587 v (0,000) No: Jarque-Bera isaisiği, serinin normal dağılıma uygunluğunu es emekedir ve 2 serbeslik dereceli ki-kare dağılıma uymakadır. Paranez içindeki değerler olasılık değerlerini ve v; %5 seviyesinde anlamlılığı, dolayısıyla serinin normal dağılmadığını gösermekedir. Tablo 1 deki anımlayıcı isaisikler dikkae alınarak, piyasa performansları karşılaşırıldığında, Çin in en yüksek, Rusya nın ise en düşük geiriye sahip olduğu görülmekedir. Çin den sonra performans sıralanışı Hindisan, Brezilya ve Türkiye biçimindedir. Piyasa riskinin bir gösergesi olarak sandar sapma üm ülkeler için 1 hp://www.mscibarra.com/ Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 423
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi oralama %2 düzeyindedir. Hindisan a ai geiri serisi poziif ve normal dağılıma göre sağa çarpıkken, diğer üm ülkelerde geiri negaif ve normal dağılıma göre sola çarpıkır. Normal dağılımda çarpıklığın sıfır olduğu göz önüne alındığında, serilerin simerik dağılım gösermediği oraya çıkmakadır. Basıklık kasayıları incelendiğinde, üm piyasalar için değerlerin normal dağılım değeri olan 3 ün üsünde olduğu görülmeke ve dolayısıyla serilerin şişman kuyruk (fa ail) özelliği göserdiği görülmekedir. Çarpıklık ve basıklık kasayılarına ek olarak, üm piyasalar için normallik boş hipoezi Jarque-Bera esi uyarınca reddedilmekedir. 3.2. Birim Kök Tesleri Değişkenler arasındaki uzun dönem denge ilişkilerinin oraya çıkarılmasında ilk adım bu değişkenlerin durağanlığının espi edilmesidir. Uzun dönem denge ilişkisinin sağlanabilmesi için ele alınan değişkenlerin aynı dereceden büünleşik olmaları gerekmekedir. Çalışmamızda, Ng ve Perron (2001) arafından gelişirilen birim kök esleri kullanılmışır. Bu esler geleneksel birim kök eslerinin gücünü (power) arırmak ve hacim çarpıklığını (size disorion) gidermek amacıyla gelişirilmişir. Geleneksel birim kök eslerinde, ardışık bağlanımlı (auoregressive) köklerin değeri 1 e, harekeli oralama (moving avarege) köklerinin değerinin ise -1 e yaklaşması durumunda sırasıyla, güç ve hacim çarpıklığı sorunu oraya çıkmakadır. Böyle durumlarda ise sandar bilgi krierleri görece düşük gecikme uzunluğu vermekedir. Ng ve Perron (2001), bu sorunların üsesinden gelmek üzere örneklem hacmi ile düzelilmiş Değişirilmiş Bilgi Krieri (Modifed Informaion Crierion) ve Genelleşirilmiş En Küçük Kareler (Generalised Leas Squares) aracılığı ile rendden arındırılmış verilerin (de-rending) kullanıldığı dör es önermekedir. Bunlar, Phillips (1987) ve Phillips ve Perron (1988), Z α ve Z eslerinin değişirilmiş biçimi olan MZ α ve MZ ; Bhargava (1986) R 1 esinin değişirilmiş biçimi olan MSB ve Ellio vd. (1996) ADF-GLS esinin değişirilmiş biçimi olan MPT esleridir. Bu esler aşağıdaki gibi hesaplanabilir: 1 d 2 T d 2 ( T ( yt ) f0) ( y 1) MZα =, k = 2 2k = 2 T (1) MZ = MZα MSB (2) k MSB = f 1 2 0 (3) 2 1 d 2 ( ck ct ( yt) )/ f0 x = (1) MPT = eğer 2 1 d 2 ( ck (1 ct ) ( y ) )/ x T f = 0, (1, ) 7 (1) c= eğer x 13.5 (1, ) (4) d y T, ele alınan değişkenin rendden arındırılmış biçimini, x sabi veya sabi ve rendden oluşan olası deerminisik erimleri ve f 0 ise sıfır frekansaki spekral erimi ifade emekedir. Ng ve Perron (2001) esleri, x ve f 0 için uygun anımlamaların yapılmasından sonra uygulanmakadır. MZ α ve MZ eslerinde boş hipoez, birim kökün varlığını ifade ederken, MSB ve MPT eslerinde boş hipoez, birim kökün yokluğunu ifade emekedir. MZ α ve MZ es isaisiklerinin kriik değerden küçük olması durumunda, boş hipoez 424 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM reddedilemezken, MSB ve MPT eslerinde hesaplanan es isaisiğinin kriik değerden küçük olması durumunda boş hipoez reddedilmekedir. Ng ve Perron (2001) eslerinin sonuçları Tablo 2 de sunulmakadır. Tablo 2: Birim Kök Tesi Sonuçları Düzey MZ α 1. Fark MZ MSB MPT MZ α MZ MSB MPT Brezilya Çin Hindisan Rusya Sabi -0,2547-0,1577 0,6194 24,427-3,1937-1,2159 0,3807 7,6210 Sabi+Trend -5,6456-1,6783 0,2972 16,137-640,50 v -17,895 v 0,0279 v 0,1423 v Sabi 0,2370 0,2039 0,8603 45,721-650,77 v -18,036 v 0,0277 v 0,0394 v Sabi+Trend -3,0825-1,2291 0,3987 29,264-651,22 v -18,041 v 0,0277 v 0,1449 v Sabi 0,2893 0,2195 0,7585 37,520-642,98 V -17,928 v 0,02788 v 0,03937 v Sabi+Trend -2,8155-1,1856 0,4210 32,337-6477 v -17,996 v 0,0277 v 0,1407 v Sabi -3,1941-1,2558 0,3931 7,6617-648,02 v -18,000 v 0,0277 v 0,0378 v Sabi+Trend -3,3711-1,2983 0,3851 27,030-648,05 v -18,000 v 0,0277 v 0,1406 v Türkiye Sabi -3,3290-1,0637 0,3195 7,2426-648,58 v -18,008 v 0,0277 v 0,0378 v Sabi+Trend -4,8359-1,4787 0,3057 18,427-649,35 v -18,018 v 0,0277 v 0,1403 v No: %5 güven düzeyinde kriik değerler sabi içeren model için sırasıyla: -8,1000; -1,9800; 0,2330; 3,1700; sabi ve rend içeren model için sırasıyla -17,300; -2,9100; 0,1680; 5,4800 dir. v, %5 güven düzeyinde serinin durağan olduğunu gösermekedir. Birim kök esleri hem sabi hem de sabi ve rend içeren biçimde uygulanmış ve üm serilerin düzey değerlerinin birim kök içermesine karşın, birinci farkları alındığında durağanlığın sağlandığı görülmüşür. Ele alınan üm serilerin aynı dereceden büünleşik olması eşbüünleşme analizinde üm piyasaların kullanılmasına olanak vermekedir. Eşbüünleşme ilişkisi Johansen (1988, 1991 ve 1994) arafından gelişirilen paramerik ve Bierens (1997 ve 2004) arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esleri ile sınanacakır. 3.3. Johansen Eşbüünleşme Tesi Johansen yönemini açıklamak üzere, bir Vekör Ardışık-Bağlanımlı Regresyon (Vecor Auoregression, VAR) modeli; Π ( k k) boyuunda kasayılar marisini, her bir Z i ( k 1) boyuunda içsel değişkenler vekörünü ve D ( k 1) boyuunda sabi erim, rend, mevsimsel kukla(lar) ve diğer olası kukla değişkenleri için deerminisik erimleri ifade emek üzere Denklem (5) deki gibi ifade edilebilir: Z =Π 1Z 1 +... +Π jz j +Φ D + ε (5) ε, ( k 1) boyuundadır ve beyaz gürülü (whie noise) süreci izlediği varsayılmakadır. Z nin birinci dereceden büünleşik değişkenler içerdiği yani I (1) olduğu bu VAR göserimi Vekör Haa Düzelme (Vecor Error Correcion) modeli biçiminde Denklem (6) daki gibi ifade edilebilir: Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 425
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi p 1 Z =Π Z + Γ Z +Φ D + ε 1 i i i= 1 p Π = i Ι ve i= 1 Bu denklemde yer alan Γ = i (6) p j biçimindedir. Π uzun j=+ i 1 dönem kasayı marisini ifade emeke ve ele alının değişkenler arasındaki uzun dönem denge ilişkisinin nieliği bu marisin rankı arafından belirlenmekedir. Γ i ' marisleri ise modelin kısa dönemli ekilerini gösermekedir. Π marisini Π= αβ biçiminde, sırasıyla haa düzelme ve uzun dönem denge vekörleri olmak üzere, iki parçaya ayırmak mümkündür. Eşbüünleşme analizinde Π marisinin rankına ilişkin üç farklı sonuç oraya çıkmakadır: Π marisinin rankı sıfır ise, marisinin deerminanı da sıfıraa eşiir ve değişkenler arasında eşbüünleşme yokur. Π marisinin rankı değişken sayısına, k, eşi ise VAR süreci durağandır ve sahe regresyon sorunu ile karşılaşılmaz. Model serilerin düzey değerleri ile oluşurulabilir. Π marisinin rankı sıfırdan büyük ve k dan küçük ise değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığından söz edilebilir ve bu uzun dönem ilişkinin sayısı marisin rankına eşiir. Farklı eşbüünleşme vekörlerinin sayısı marisinin sıfırdan farklı özdeğerlerinin sayısına eşiir. Vekör Haa Düzelme modeline ilişkin eşbüünleşme vekörleri, diğer bir ifadeyle β λ, i genelleşirilmiş özdeğerleri gösermek üzere, Denklem (7) deki logarimik olabilirlik fonksiyonun en çoklaşırılması ile elde edilebilir: p T log( β ) = c log(1 λi ) 2 i= 2 (7) Genelleşirilmiş özdeğerler ise Denklem (8) in çözümünü veren kökler olmakadır: λ S S S 1 i 22 S 12 11 12 = 0 (8) T ' S12 = T e2( e1 ) Denklem (8) de arık momen marisleri i= 1 olarak ifade e edilmekedir. 1 e ve 2 ise sırasıyla, Denklem (9) ve (10) dan elde edilen arık vekörleridir: Z = B1 Z 1 +... + Bp 1 Z p+ 1+ e1 (9) Z = C 1 1 Z 1... C p 1 Z p 1 e + + + + 2 (10) Sıfırdan farklı özdeğer sayısı Π marisinin rankını vermekedir. Johansen (1988, 1991 ve 1994) ve Johansen ve Juselius (1990) rank sayısının belirlenmesi için özdeğerlerin sayısının espiine ve bu özdeğerlerin büyüken küçüğe sıralanmasına dayalı iki es gelişirmişir. En büyük özdeğer (maximum eigenvalue) esinde boş hipoez r ade eşbüünleşme vekör sayısı iken, alernaif hipoez r + 1 eşbüünleşme vekör sayısıdır. $ r 1 λmaks = (, rr+ 1) = Tln(1 λ + ) (11) 426 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM İz (race) esinde ise r ane eşbüünleşme vekör sayısını ifade eden boş hipoez, k değişken sayısını gösermek üzere, en fazla k ane eşbüünleşme vekörü alernaif hipoezine karşı sınanmakadır. İz esi $ λ i en büyük özdeğeri gösermek üzere Denklem (12) deki gibi ifade edilebilir: k λ (, ) (1 $ iz = rk = T λ i ) i= r+ 1 (12) Her iki es için de hesaplanan isaisikler kriik değerden büyük ise boş hipoez reddedilir. Johansen eşbüünleşme esi sonuçları Tablo 3 e göserilmekedir. r Tablo 3: Johansen Eşbüünleşme Tesi λ maks % 5 Kriik Değer r λ iz % 5 Kriik Değer r = 0/ r = 1 48,3 v 37,8 r = 0/ r 1 89,9 v 86,7 r = 1/ r = 2 19,6 31,5 r 1/ r 2 41,6 62,7 r = 2/ r = 3 11,9 25,4 r 2/ r 3 22 42,4 r = 3/ r = 4 7,8 19,2 r 3/ r 4 10,1 25,4 r = 4/ r = 5 2,3 12,5 r 4/ r 5 2,3 12,5 No: v, %5 güven düzeyinde esin anlamlılığını gösermekedir. Eşbüünleşme esi, eşbüünleşik vekörün sabi ve rend içerdiği modele uygun olarak gerçekleşirilmişir ve λ maks ve λ iz esleri bir ane eşbüünleşme vekörü olduğunu gösermekedir. Dolayısıyla ele alınan dönemde, çalışmaya konu olan ülkelerin hisse senedi piyasaları arasında bir denge ilişkisi olduğu görülmekedir. 3.4. Bierens Eşbüünleşme Tesi Bierens (1997 ve 2004) arafından gelişirilen paramerik olmayan eşbüünleşme esi, Johansen yöneminde olduğu gibi genelleşirilmiş özdeğer sorununun çözümüne dayanmakadır ve Johansen yönemi ile aynı hipoezlere sahipir. Bierens paramerik olmayan eşbüünleşme yönemi Denklem (13) de ifade edilen genel bir veri yarama süreci çerçevesi içinde göserilebilir: z = π 0 + π1+ ε (13) Buna göre, π 0 ( q 1) ve π 1 ( q 1) sırasıyla opimal oralama ve rend erimlerini, ε ise sıfır oralamalı gözlenmeyen bir süreci ifade emekedir ve dolayısıyla, ε ergodik ve durağan bir süreç halini almakadır. z nin ise = 1,2,..., n için gözlemlenen q ane değişken içeren bir süreç olduğu varsayılmakadır. Bierens yönemi z ye ilişkin başka varsayım içermemeke ve Johansen yöneminin aksine paramerik olmayan bir yapı sergilemekedir. Bu 2 1 yönem emel olarak, A m ve Bm + n Am marislerinin genelleşirilmiş özdeğerlerine dayanmakadır. z ve z ye ai ağırlıklı oralamaların dış çarpımlarının oplanmasından elde edilen A m ve B m marisleri, n örneklem büyüklüğünü gösermek üzere aşağıdaki gibi ifade edilebilir: Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 427
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi 2 m n n 8π 2 1 1 Am = k cos(2 k ( 0.5) / n) z cos(2 k ( 0.5) / n) z n π π k= 1 n = 1 n = 1 (14) m n n 1 1 Bm = 2n cos(2 kπ( 0.5) / n) z cos(2 kπ( 0.5) / n) z k= 1 n = 1 n = 1 (15) Bierens (1997), es isaisiğinin eğilim (drif) parameresinin varlığına duyarsız olabilmesi için cos(2 kπ ( 0.5) / n parameresinin kullanılmasını önermekedir. 2 1 P = Am ve Qn = Bm + n A m rassal marislerden yararlanarak, bu paramerik olmayan ese ai sıralı genelleşirilmiş özdeğerler, $ λ $ 1, m... λ n, m, de[ Pn λqn] = 0 çözümünden elde edilebilir ve eşbüünleşik vekör sayısını diğer bir ifadeyle rankı, r, bulmaka kullanılabilirler. Bierens (1997), r yi espi emek amacıyla λ min ve gm() r isaisiklerini gelişirmişir. Johansen yönemindeki en büyük özdeğer esinin karşılığı olarak düşünülebilecek olan λ min isaaisiği, r = r0 boş hipoezini r = r0 + 1 alernaif hipoezine karşı es emekedir. Boş hipoez, λ min isaisiğinin belirlenen kriik aralıka olması durumunda reddedilmekedir. Boş hipoeze ilişkin (asimoik) dağılım sandar değildir ve Bierens (1997) arafından Mone Carlo simülasyonları ile oluşurulmuşur. Tes parameresi, m nin dağılımı da r 0 ve n nin bir fonksiyonu olarak farklı güven aralıkları için esin gücünün en çoklaşırılmasını sağlayacak biçimde oluşurulmuşur. Aynı zamanda m q şarı sağlanmalıdır ve opimal m Bierens (1997:389) çalışmasındaki Tablo 1 den seçilebilir. g () m r isaisiği ise genelleşirilmiş özdeğerlerden üreilir ve Denklem (16) daki gibi ifade edilebilir: n 1 $ λ km, r0 = 0 k = 1 n r 1 0 n $ 2r0 g ( ) $ m r = km, km, λ T λ, r0 = 1,,, n 1 k= 1 k= n r0 + 1 n 2r 0 T $ λ km, r0 = n k = 1 (16) r0 = n olduğunda, m nin opimal değeri n ye eşi olmakadır ve r 0 < n olduğunda opimal m değeri, r 0 ve n nin farklı bileşimlerine ve farklı güven aralıklarına göre üreilmişir. Gerçek eşbüünleşik vekör sayısı r 0 dan farklı ise g ( ) m r0 olasılıka sonsuza yakınsamaka, r a eşi ise 0 gm( r0 ) = Op(1) olmakadır. Eşbüünleşik vekör sayısına ilişkin uarlı bir ahmin r$ m = arg min[ g ( r)] den elde edilebilir. Bu durumda lim n Pr ( $ m = r) = 1 sonucuna ulaşılır. Dolayısıyla, örneklem sayısı yeerince büyük olduğunda ahmin edilen rank sayısı gerçek rank sayısına, olasılıka, eşi olacakır. Bierens (1997)'in beliriği üzere paramerik r0 n m 428 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM olmayan bu yönemin emel avanajı haa düzelme mekanizmasının doğrusal olmayan yapıda olması durumunda oraya çıkmakadır. Bu bağlamda, Johansen yöneminden farklı olarak veri oluşum sürecine ilişkin bir varsayımın olmaması esin gücünü arıran bir unsurdur. Bierens paramerik olmayan eşbüünleşme esi sonuçları Tablo 4 de verilmekedir. Tablo 4: Bierens Eşbüünleşme Tesi / %5 Kriik H0 H a λ min Aralık Rank g m() r Öz Değer r = 0/ r = 1 0,00029 v (0;0,004) r = 0 2.20E+05 r = 1/ r = 2 0,03942 (0;0,005) r = 1 1.90E+04 7.73E+00 r = 2/ r = 3 0,13503 (0;0,026) r = 2 5.02E+07 4.91E-01 r = 3/ r = 4 0,49062 (0;0,075) r = 3 1.56E+12 1.35E-01 r = 4/ r = 5 7,72860 (0;0,197) r = 4 6.37E+17 3.94E-02 No: v, %5 güven düzeyinde esin anlamlılığını gösermekedir. $ g ( r) esinde koyu yazılmış m olan ifade esin en küçük değeri aldığı rank sayısını gösermekedir. λ min es isaisiği, bir ane eşbüünleşik vekör olduğunu gösermekedir. Bu sonuç, g m() r isaisiğinin en küçük değere (1.90E+04) aynı rank sayısında ulaşması ile de deseklenmekedir. Dolayısıyla, Bierens paramerik olmayan eşbüünleşme esi de Johansen paramerik yönemini desekler bir sonuç vermişir. Sonuç Çalışmada Brezilya, Çin, Hindisan, Rusya ve Türkiye gibi gelişmeke olan beş ülkenin sermaye piyasalarında enegrasyonun varlığı araşırılmışır. Paramerik Johansen (1988, 1991 ve 1994) ve paramerik olmayan Bierens (1997 ve 2004) eşbüünleşme eslerinin kullanıldığı analizde, öncelikli olarak birim kök esleri uygulanmış ve üm değişkenlerin birinci farklarının alınması halinde durağan oldukları sapanmışır. Aynı derecede büünleşik oldukları sapanan değişkenlere uygulanan Johansen ve Bierens eşbüünleşme eslerinde de aynı sonuçlar elde edilmiş ve her iki ese de bir ane eşbüünleşik vekörün varlığı dikka çekmişir. Paramerik ve paramerik olmayan her iki yöneme göre de ele alınan ülkelerin sermaye piyasalarının enegre oldukları sonucuna ulaşılmışır. Bu bağlamda elde edilen diğer bir sonuç ise, benzer risk gruplarında ve benzer geirileri olan finansal varlıkların bulunduğu bu piyasalarda uzun dönemde kârlılık imkânının olmadığıdır. Kaynakça Bekaer, G. ve Campbell, R. H. (1995), Time-Varying World Marke Inegraion, The Journal of Finance, Vol. 50, No. 2, 403-444. Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 429
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi Bhargava, A. (1986), "On he Theory of Tesing for Uni Roos in Observed Time Series," Review of Economic Sudies, 53(3), 369-84. Bierens, H. J. (1997), Nonparameric Coinegraion Analysis, Journal of Economerics, 77, 379-404. Bierens, H. J. (2004), EasyReg Inernaional, Deparmen of Economics, Pennsylvania Sae Universiy, Universiy Park, PA, USA. Chang, T. ve Han-Wen, T. (2009), Inernaional Equiy Diversificaion beween he Unied Saes and is Major Trading Parners: Nonparameric Coinegraion Tes, Inernaional Research Journal of Finance and Economics, Issue 32, 139-147. Chang, T., Chien-Wen, M. ve Wen-Chi, L. (2009), Inernaional Equiy Diversificaion beween Japan and is Major Trading Parners, Applied Economics Leers, 16, 1433-1437. Chiedi, K. R. (2009), Global Sock Markes Developmen and Inegraion: wih Special Reference o BRIC Counries, hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/ 18602/1/MPRA_paper_18602.pdf Ellio, G., Rohenberg, T. J. ve Sock, J. H. (1996), Efficien Tess for an Auoregressive Uni Roo, Economerica, 64, 813-836. Erdinç, H. ve Joniada, M. (2008), Analysis of Coinegraion in Capial Markes of France, Germany and Unied Kingdom, Posalcı, M. E. (der.), Third Inernaional Suden Conference Proceeding, Empirical Models in Social Sciences içinde, Izmir Universiy of Economics Publicaion No: IEU- 025,187-197. Fama, E. F. (1970), Efficien Capial Markes: A Review of Theory and Empirical Work, The Journal of Finance, Vol. 25, No. 2, Papers and Proceedings of he Tweny-Eighh Annual Meeing of he American Finance Associaion New York, 383-417. Horobe, A. ve Radu, L. (2009), Are Capial Markes Inegraed? A Tes of Informaion Transmission wihin he European Union, Romanian Journal of Economic Forecasing, 2-2009, 64-80. Johansen, S. (1988), "Saisical Analysis of Coinegraed Vecors", Journal of Economic Dynamics and Conrol, 12, 231-254. Johansen, S. (1991), "Esimaion and Hypohesis Tesing of Coinegraed Vecors in Gaussian Vecor Auoregressive Models", Economerica, 59, 1551-1580. Johansen, S. (1994), "The Role of he Consan and Linear Terms in Coinegraion Analysis of Nonsaionary Variables", Economeric Reviews, 13, 205-229. Johansen, S. ve Juselius, K. (1990), "Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion: Wih Applicaions o he Demand for Money", Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52, 169-210. Kanas, A. (1998), Linkages beween he US and European Equiy Markes: Furher Evidence from Coinegraion Tess, Applied Financial Economics, 8, 607-614. Küçükçolak, N. (2008), Co-Inegraion of he Turkish Equiy Marke wih Greek and oher European Union Equiy Markes, Inernaional Research Journal of Finance and Economics, Issue 13, 58-73. 430 Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010
Ş. BOZOKLU, İ.M. SAYDAM Lagoarde-Sego, T. ve Lucey, B. M. (2007), Capial Marke Inegraion in he Middle Eas and Norh Africa, Emerging Markes Finance and Trade, Vol.43, No.3, 34-57. Lim, K-P, Hock-Ann, L. ve Khim-Sen, L. (2003), Inernaional Diversificaion Benefis In Asean Sock Markes: A Revisi, hp://129.3.20.41/eps/fin/ papers/0308/0308003.pdf Maghyereh, A. ve Al-Kandari, A. (2007), Oil Prices and Sock Markes in GCC Counries: New Evidence from Nonlinear Coinegraion Analysis, Managerial Finance, Vol.33 No.7, 449-460. Malkiel, B. G. (2003), The Efficien Marke Hypohesis and Is Criics, The Journal of Economic Perspecives, Vol.17, No.1, 59-82. Morelli, D. (2009), Capial Marke Inegraion: Evidence from he G7 Counries, Applied Financial Economics, 19,1043-1057. Morgan Sanley Capial Inernaional (2010), hp://www.mscibarra.com/producs/ indices/inernaional_equiy_indices/performance.hml Ng, S. ve Perron, P. (2001), Lag Lengh Selecion and he Consrucion of Uni Roo Tess wih Good Size and Power, Economerica, 69, 1519-1554. Onour, I. A. (2010), Analysis of Porfolio Diversificaions Efficiency in Emerging African Sock Markes, Inernaional Research Journal of Finance and Economics, Issue 40, 30-37. Phillips, P. C. B. (1987), "Time Series Regression wih a Uni Roo," Economerica, 55(2), 277-301. Phillips, P. C. ve Perron, P. (1988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression. Biomerika, 75, 335-345. Maliye Dergisi Sayı 159 Temmuz-Aralık 2010 431