PETROL FİYATLARI İLE BORSA İSTANBUL UN KAPANIŞ FİYATLARI ARASINDAKİ SAKLI İLİŞKİNİN ANALİZİ

Selçuk Ünverses İksad ve İdar Blmler Faküles Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs (The Journal of Socal and Economc Research) ISSN: 1303 8370 / Ekm 2013 / Yıl: 13 / Sayı: 26 PETROL FİYATLARI İLE BORSA İSTANBUL UN KAPANIŞ FİYATLARI ARASINDAKİ SAKLI İLİŞKİNİN ANALİZİ Sefer ŞENER* Vel YILANCI ** Muhammed TIRAŞOĞLU*** ÖZET Bu çalışmada Borsa İsanbul un kapanış fyaları le perol fyaları arasındak lşk 2002-2012 dönem çn günlük ver kullanılarak, Granger ve Yoon (2003) le Haem-J ve Irandous (2012) arafından leraüre kazandırılan saklı eşbüünleşme esler le ncelenmşr. Granger ve Yoon (2003) es k sernn hem pozf hem de negaf bleşenler arasında uzun döneml br lşk olmadığını göserrken, Haem-J ve Irandous (2012) es se her k sernn hem k bleşen arasında uzun döneml br lşk olduğuna şare emekedr. Elde edlen bu sonuçlar, perol fyalarında meydana gelecek arış veya azalışların hsse seneler fyalarının oluşmasında ekl olacağını gösermekedr. Anahar Kelmeler:Perol Fyaı;HsseSened Pyasası;Saklı Eşbüünleşme. Jel Kodları: C32, E44. *İsanbul Ünverses, İksa Faküles, Türkçe İksa Bölümü **Sakarya Ünverses, İksad ve İdar Blmler Faküles, Fnansal Ekonomer ***İsanbul Ünverses, İksa Faküles, Ekonomer Bölümü

232 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU ANALYZING THE HIDDEN COINTEGRATION BETWEEN OIL PRICES AND STOCK PRICES ABSTRACT The long erm relaonshp beween ol prces and sock prces has been a popular subjec for boh polcans and academcans for a long me snce he deermnans of he sock prces s an mporan ssue for nvesors and he bulk of leraure fnd he long run relaonshp beween ol prces and sock prces. Deermnng real economc acves ha deermnes sock prces s very mporan for nvesors o deermne her nvesmen nsrumen. The man varables ha have an mpac on sock prces; marke neres rae, ndusral producon ndex money supply, exchange rae, nflaon, goldprceandolprcedrawaenon ( Fama (1981), MookerjeeandYu (1997), KwonandShn (1999), Özer, (2011). Besdes hese varables, s possble o sae ha here are he psychologcal effecs on nvesgaors whch effec her nvesmen plans. Ol prces s one of he mos mporan varables ha mpacs on sock prces. Unexpeced changes ha may occur n he facors ha mpac on ol prces may lead o flucuaons n ol prces, herefore also o he rsk. Flucuaons n ol prces ncrease he uncerany ha has a negave mpac on wealh and nvesmen. Several oher macroeconomc varables wh hs uncerany can be affeced by changes n ol prces. Rsng ol prces are usually ndcaon of pressure relaed o nflaon ha cenral banks brng under conrol by rasng neres raes. Hgh neres raes make he blls more aracve as opposed o socks. The overall effec of rsng ol prces depends on wheher companes are consumers or manufacurers of ol and ol producs. Snce he ol consumng companes n he world are more han ol producng companes, he overall mpac of ncrease n ol prces on socks s expeced o be negave. Changes n ol prces creae dfferen effecs accordng o beng ol mporer or ol exporer of a counry. Ol prcesn ol-exporng counres ncreases expor revenues and leads o a sgnfcan ncrease n naonal ncome. However, he ncrease n ol prces n ol-mporng counres wll make a reducng effec on naonal ncome. These effecs vary accordng o counres' ol expendure share of he naonal ncome. In he leraure, he relaonshp beween he sock and real economc acvy s examned n many sudes, some of hese sudes are beween ol prces and sock reurns. However, he number of researchs examnng he relaonshp beween he prce of socks and ol prces n Turkey s no much. The man sudes n he leraure on hs subjec; Sadorsky (1999), Maghyereh and Al-Kandar (2007), Henrques and Sadorsky (2008), Chou and Lee (2009), Fayyad and Daly (2011). For Turkey, Güler e al. (2010), İşcan (2010), Kapusuzoglu (2011), andünlü and Topcu (2012) nvesgae he relaonshp beween sock prce and ol prces. If here s a saonary lnear combnaon of wo negraed varables, we conclude ha here s a conegraon relaonshp beween wo varables. Engle and Granger (1987) and Johansen (1988, 1991) conegraon ess are among he mos employed conegraon ess n he emprcal leraure. Alhough populary of hese conegraon ess, snce here are some defcences of he ess, several new echnques have been nroduced o he leraure. For example Gregory and Hansen (1996) and Haem-J (2008) developed new conegraon ess whch consder srucural breaks andbalke and Fomby (1997) and Kapeanos, e al. (2006) nroduced new conegraoness whch allow nonlneary n he long run relaonshp.

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 233 In hs sudy we employ recenly nroduced hdden conegraon echnques. Granger and Yoon (2003) sae ha even f economc daa do no respond o same shocks ogeher, hey could response a ceran knd of shocks and defne hs new ype of conegraon as hdden conegraon. The hdden conegraon es whch nroduced by Granger and Yoon (2003) based on he smple conegraon es of Engle and Granger (1987) whle he conegraon es of Haem-J and Irandous (2012) based on he conegraon es of Johansen (1988). Hdden conegraon s a specal case of sandard conegraon and ndeed a ype of nonlnear conegraon es. To mplemen hdden conegraon echnques, we frs decompose he daa no he negave and posve shocks and oban he hddenconegraon es resuls, we oban heengle and Granger (1987) and Johansen (1988 conegraon ess o hese componensf hey are negraed a he same levels. The daa, used n hs sudy covers he perod 2002-2012 and obaned n daly frequency. Closng prces of Isanbul Sock Exchange (BIST) were obaned from he Elecronc Daa Dssemnaon Sysem of he Cenral Bank of he Republc of Turkey and Bren ol prces (ol) were obaned from he U.S. Energy Informaon Agency. In order o reduce he varably of he daa used n hs sudy, he logarhmc form of hem was used. We frs es he saonary characerscs of he relaed varables by usng Augmened Dckey Fuller un roo es. The es resuls show ha all he componens of he varables are negraed a he frs level, so we can advance o he sage where we es he exsence of he long run relaonshp beween he componens of he ol prces and closng prces of Borsa Isanbul. Tes resuls of Granger and Yoon (2003) show ha here s no long run relaonshp beween he componens of wo varables whereas he resuls of he Haem-J and Irandous (2012) conegraon es show he exsence of conegraon relaonshp beween he componens of wo varables. The reason for he dfference of he resuls obaned s he superores ha Johansen conegraon es has over Engle and Granger conegraon es. In Johansen conegraon es, he esmaon of he conegraon vecors are based on he Maxmum Lkelhood esmaon mehod and as he shor-erm economc changes are made concurrenly, he effecveness of he esmae ncreases. Therefore, relyng on he Haem-J and Irandous (2012) ha were based on he Johansen conegraon es, wll provde more accurae decsons. There arelos of sudes n he leraure nvesgang he exsence of a relaonshp beween he prces of socks and ol. Whle mos of he resuls of he sudes suppor hs dea, some sudes have no reached he exsence of a relaonshp beween hese wo varables. In hs sudy, by usng Haem-J and Irandous (2012) conegraon es, was concluded ha Isanbul Sock Exchange closng prces are conegraed wh he prce of ol. The fndngs are conssen whhe hose of Maghyereh and Al-Kandar (2007), Henrques and Sadorsky (2008) and Fayyad and Daly (2011). As for Turkey, he resuls are conssen o hose of Güler, e.al. (2010), Kapusuzoglu (2011) and Unlu and Topcu (2012) (he second sub-perod, 2001:03-2011:12). Accordng o he resuls of he sudy, s apparen ha ol prce s among he deermnans of sock prces n Isanbul Sock Exchange. The resuls shows ha rsng ol prces, can lead o an ncrease n producon coss n he absence of a full subsuon among he facors of producon, he ncrease n producon coss can lead o he decrease

234 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU n he cash flow and reduce sock prces. In oher words, fuure ncreases or decreases n ol prces wll affec he formaon of sock prces. Keywords: Ol Prces; Sock Prces;Hdden Conegraon. Jel Codes: C32, E44. GİRİŞ Modern ekonomlerde, hsse sened fyaları le makroekonomk değşkenler arasındak lşk akademsyenler le polka yapıcıların lgsn çekmeke, bu lşknn varlığını gerek gelşmş gerekse gelşmeke olan ülkeler çn es eden çalışmalar yapılmakadır. Hsse sened fyalarını ekleyen reel ekonomk faalyelern belrlenmes yaırımcıların karar vermes açısından oldukça önemldr. Leraür ncelendğnde, hsse sened fyaları üzernde eks olan başlıca değşkenler olarak; pyasa faz oranı, sanay ürem endeks, para arzı, dövz kuru, enflasyon, alın fyaları ve perol fyaları göze çarpmakadır (Bkz.Fama (1981), Mookerjee ve Yu (1997), Kwon ve Shn (1999), Özer vd. (2011)). Hsse sened fyaları üzernde eks olan bu değşkenlern yanı sıra yaırımcılar üzernde pskolojk eklernde bulunması olasıdır 1. Perol fyaları, hsse sened fyaları üzernde ekl olan değşkenlern başında gelmekedr. Perol fyaları üzernde ekl olan fakörlerde meydana geleblecek beklenmedk değşmeler, perol fyalarında dalgalanmalara, dolayısıyla rske sebep olablmekedr. Perol fyalarındak dalgalanma, serve ve yaırım üzernde olumsuz eks olan belrszlğ arırmakadır (Maghyerehve Al-Kandar, 2007: 450). Bu sebeple brçok makroekonomk değşken perol fyalarındak değşmden ekleneblmekedr. Perol fyaları le reel ekonomk faalyeler arasındak lşky açıklamaka genellkle klask arz yanlı ek kullanılmakadır. Yükselen perol fyaları, ürem çn emel grd olan enerj yeerszlğnn br gösergesdr. Bunun sonucunda se çıkı ve ürekenlk büyümes de 1 Davranışsal fnans alanında yapılan çalışmalar, kşlk özellklernn, sosyoekonomk ve demografk durumunun ve bazı pskolojk ve duygusal fakörlern yaırımcıların algıladıkları rsk üzernde ekl olduğunu gösermekedr. Yaırımcının çnde bulunduğu duruma göre ağırlığı değşeblen bu fakörlern brbrleryle ekleşm sonucunda, lgl yaırım aracının rsk le lgl kesn kanaa oluşmakadır (Kahyaoğlu, 2011:.30-31).

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 235 yavaşlamakadır. Vermllk arışındak düşüş reel ücre arışını azalmaka ve enflasyonun hızlandırdığı şszlk oranını arırmakadır. Eğer ükec, perol fyalarındak arışın geçc olduğunu düşünürse, ya da çıkı üzerndek kısa vadel eksnn uzun vadel eksnden daha büyük olacağını düşünürse daha az asarruf yapıp, reel faz oranındak dengey arıran borçlanma yaparak ükemlern düzelmeye çalışır. Yavaşlayan çıkı büyümes ve reel faz oranındak arış le reel nak dengesne olan alep düşer ve parasal büyüklükek belrl büyüme oranı çn enflasyon oranı arar. Bundan dolayı, aran perol fyaları Gayr saf yurç hasıla (GSYİH) dak büyümey azalır, gerçek faz oranlarını ve belrlenmş enflasyon oranlarını arırır (Brown ve Yücel, 2002: 195). Perol sermaye, emek ve malzeme le brlke brçok mal ve hzmen üremnde yer alan öneml br bleşen konumundadır ve bu grdlern fyalarındak değşm nak akışlarını da eklemekedr. Aran perol fyaları, ürem fakörler arasında am kamenn yokluğunda ürem malyelernn armasına, ürem malyelernn arması da nak akışının azalmasına ve hsse sened fyalarının düşmesne neden olablmekedr. Bununla brlke aran perol fyaları adl fyalandırma formülünde kullanılan ıskono oranını da eklemekedr. Aran perol fyaları genellkle, merkez bankalarının faz oranlarını yükselerek konrol alına aldıkları enflasyona a baskıların gösergesdr. Yüksek faz oranları, borsa fyalarında düşüşe sebep olan hsse senelerne karşılık bonoları daha cazp kılablmekedr. Aran perol fyalarının genel eks, şrkelern perol ve perol ürünlernn ükecs m yoksa ürecs m olduğuna bağlıdır. Dünyada perolü ükeen şrkeler, perol üreen şrkelerden daha fazla olduğundan dolayı, perol fyalarındak arışın hsse seneler üzerne genel eksnn negaf olması beklenmekedr (BasherveSadorsky, 2006: 225-226). Perol hracaçısı olan ülkelerde perol fyalarındak arış, hraca gelrlern arırmaka ve mll gelrde öneml arışlara sebep olmakadır. Buna rağmen perol hal eden ülkelerde perol fyalarında meydana gelecek arışlar mll gelr üzernde azalıcı ek yapacakır. Bu ekler ülkelern perol harcamalarının mll gelr çndek payına göre değşmekedr. Perol fyalarındak meydana gelen değşmelern, gelşmş ve gelşmeke olan ekonomler üzerndek ekler farklılık gösereblmekedr. Gelşmş ekonomlerde 1970 l yıllara göre enerj

236 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU vermllğnde cdd arış görülmekedr. Enerj vermllğndek bu arış eknolojk yenlkler ve çeşlendrlmş enerj kaynaklarına (yenlenemez ve yenleneblr enerj kaynakları arasında daha büyük karışım gb) duyulan güven sayesnde gerçekleşmşr. Faka gelşmeke olan ülke ekonomler, gelşmş ekonomlere göre daha fazla enerj ükeme eğlmndedrler ve bu yüzden daha yüksek perol fyalarına maruz kalmakadırlar. Bu açıdan bakıldığında, perol fyalarındak değşmlern gelşmeke olan ekonomlerde kar ve hsse sened fyaları üzernde daha büyük eks olması muhemeldr (Basherve Sadorsky, 2006: 226). Bu açıdan bakıldığında Türkye de de perol fyalarının yüksek sevyelerde seyreğ görülmekedr. Bu çalışmanın emel amacı, perol fyalarının hsse sened fyaları üzerndek eksnleraürehaem-j ve Irandous (2012) arafından yen kazandırılmış olan saklı eşbüünleşme es le ncelemekr. Çalışmanın zleyen kısmında, ncelenen konu le lgl yerl ve yabancı araşırmacılar arafında yapılan başlıca çalışmalar özelenmşr. Üçüncü bölüm uygulamada kullanılacak ekonomerkmeodoloj anlaılmakadır. Dördüncü bölümde ver anıımı ve analz sonuçları yer alırken, çalışma bulgulara a değerlendrmenn de yer aldığı sonuç bölümüyle sonlandırılmakadır. 1. LİTERATÜR İNCELEMESİ Leraürde hsse sened le reel ekonomk faalyeler arasındak lşknn ncelendğ brçok çalışmanın olduğu,bu çalışmalardan br kısmının perol fyaları le hsse sened gerler arasında olduğu ve bu konu le lgl Türkye y konu alan araşırma sayısının fazla olmadığı görülmekedr. Sadorsky (1999), Amerka çn perol fyaları ve perol fyalarındak volalenn hsse sened gerler üzerndek eklern VAR modeller yardımıyla araşırmışır. Ocak 1947- Nsan 1996 dönem çn yapılan bu çalışmada, perol fyalarının ve perol fyalarındak volalenn ekonomk faalyeler ekledğ faka ekonomk faalyelerdek değşklklern perol fyalarını çok az ekledğ sonucuna ulaşmışır. Çalışmada elde edlen br dğer bulgu, ek epk analz sonucunda perol fyalarındak harekelern hsse sened gerlerndek harekeler açıklamada öneml olduğudur.

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 237 Maghyereh ve Al-Kandar (2007), Körfez İşbrlğ Konsey ülkelernde perol fyaları le hsse seneler arasındak lşky 01 Ocak 1996-31 Aralık 2003 dönem çn ncelemşlerdr. Çalışmada perol fyaları le hsse sened arasındak lşk doğrusal olmayan eşbüünleşme analz kullanılarak araşırılmış ve değşkenler arasında doğrusal olmayan uzun döneml br lşk olduğu sonucuna ulaşılmışır. Henrques ve Sadorsky (2008), yapıkları çalışmada perol fyaları le enerj şlemelernn hsse sened fyaları arasındak lşky 03 Ocak 2001-30 Mayıs 2007 dönem günlük verlern kullanarak ncelemşlerdr. VAR model yardımıyla alernaf enerj şlemeler hsse fyaları, eknoloj şlemeler hsse fyaları, perol fyaları ve faz oranları arasındak lşk araşırılmış ve elde edlen bulgulara göre eknoloj hsse fyaları ve perol fyaları, alernaf enerj şrkelernn her br ayrı ayrı Granger neden olduğu esp edlmşr. Chou ve Lee (2009), 01 Ocak 1992-07 Kasım 2006 dönem çn perol fyaları le hsse seneler arasındak asmerk lşky ncelemekle brlke, bağımlılık lşksnde yapısal değşklklern önem üzernde durmuşlardır. Bu çalışmada beklenen, beklenmeyen ve negaf beklenmeyen perol fyaları hsse sened modellerne dâhl edlmş, ayrıca genel makroekonomk değşkenlere karşın perol fyalarındak dalgalanmaların menkul kıymeler borsasını ekleyeblme yolları üzerne odaklanılmışır. Ooregresf Koşullu Geçş Yoğunluğu modeller (ARJI: AuoregressveCondonalJumpInensy) le perol fyalarındak yüksek dalgalanmaların hsse sened gelrler üzernde asmerk beklenmedk eklernn olduğu sonucuna ulaşılmışır. Fayyad ve Daly (2011), yapıkları çalışmada perol fyaları le hsse sened fyaları arasındak lşky yed ülke (Kuvey, Umman, Bleşk Arap Emrlkler, Bahreyn, Kaar, Brleşk Krallık ve Amerka) çn 21 Eylül 2005-12 Şuba 2010 dönem verlern kullanarak ncelemşlerdr. Fayyad ve Daly (2011) VAR model kullandıkları bu çalışmalarında, perol fyalarının hsse sened pyasasını değşen derecelerde ekledğ sonucuna varmışlardır. Perol fyaları le hsse sened fyaları arasındak lşky Türkye açısından nceleyen çalışma sayısının fazla olmadığı görülmekedr. Güler vd. (2010), 10 Temmuz 2000-10 Ağusos 2009 dönem günlük verlern kullanılarak perol fyaları le hsse sened fyaları arasındak lşky eşbüünleşmeve nedensellk analz yardımıyla araşırmışlardır.

238 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU Elde edlen sonuçlara göre perol fyaları le hsse sened fyaları arasında uzun döneml lşk esp edlrken, perol fyalarından elekrk endeks fyalarına doğru ek yönlü nedensellk bulunmuşur. İşcan (2010), perol fyaları le İMKB100 endeks arasındak lşky 03 Aralık 2001-31 Aralık 2009 dönem çn ncelemşr. İşcan (2010) eşbüünleşme analz sonucunda değşkenler arasında uzun döneml lşknn varlığına raslamamışır. VAR modelne dayalı nedensellk analz sonucunda se perol fyaları le İMKB100 endeks arasında nedensellk esp edlmemşr. Kapusuzoglu (2011), çalışmasında perol fyaları le İMKB Ulusal 100, Ulusal 50 ve Ulusal 30 endeks arasındak lşky ncelemşr. 04 Ocak 2000-04 Ocak 2010 dönemnn ncelendğ bu çalışmada eşbüünleşme analz ve nedensellk analzn kullanılmışır. Çalışmanın sonucuna göre, her br ndeks le perol fyaları arasında uzun döneml lşknn olduğu, nedensellk analzne göre her br ndeksen perol fyalarına doğru ek yönlü nedensellk lşks olduğu gözlenmşr. Ünlü ve Topcu (2012), yapıkları çalışmada perol fyalarının İsanbul Menkul Kıymeler Borsası üzerne eklern Şuba 2001 krz önces ve sonrası k al dönem çn eşbüünleşme ve nedensellk analzlern uygulayarak ncelemşlerdr. 1990:01-2001:02 dönem çn uzun dönem ve nedensellk lşksnn olmadığını, 2001:03-2011:12 dönem çn uzun dönem ve perol fyalarından hsse sened pyasasına doğru ek yönlü nedensellk lşksnn olduğunu esp emşlerdr. 2. EKONOMETRİK METODOLOJİ Gonzalo (2010) çalışmasında, 80 lern müzğn olduğu kadar ekonomernn de alın çağı olduğundan bahsemş, 80 lern lk yarısının brm kök esleryle domne edldğn, knc yarısının gözdesnn se eşbüünleşme esler olduğunu fade emşr. Gerçeken de, Granger (1981, 1983), Engle ve Granger (1987), Sock (1987), Johansen (1988) ve Sock ve Wason (1988) ınlgl dönemdek çalışmalarıeşbüünleşmeleraürünün emel oluşuran çalışmalardandır. Aynı sevyede büünleşk olan k sernn durağan br bleşmnn olması halnde k sernn arasında var olduğu fade edlen eşbüünleşme lşksnn es çn leraürdeengle ve Granger (1987) ve Johansen(1988, 1991) esler sıklıkla kullanılmakadır. Son yıllarda, bu eslern var olan

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 239 eksklklern gderme amaçlı yen esler gelşrlmşr. İnceleme dönem boyunca gerçekleşmş olan olası yapısal değşmelere zn veren Gregory ve Hansen (1996), Haem-J (2008) ve Mak (2012), doğrusal olmama durumunu gözeen Balke ve Fomby (1997), Kapeanos,vd. (2006), Hansen ve Seo (2002) bunlar arasında sayılablr. Granger ve Yoon (2003) se çalışmalarında, ksad vernn şoklara brlke epk verdkler çn eşbüünleşk olduğunu, farklı epk vermeler aralarında eşbüünleşme lşks olmayacağını fade edp, sadece br p şoka aynı epky vermeler halnde; örneğn pozf şoklara brlke epk verrken, negaf şoklara farklı epk vermeler halnde ne olacağı durumunu sorgulayıp, yen br eşbüünleşme kavramını leraüre kazandırmışlardır. İncelenen serlern arasında uzun döneml br lşk bulunamasa ble, serlern durağan olmayan pozf ve/veya negaf bleşenler arasında br eşbüünleşme lşks olma durumunu, saklı eşbüünleşme şeklnde smlendrmşlerdr. Sandar eşbüünleşme, saklı eşbüünleşmenn özel br hal ken,saklı eşbüünleşme bas br doğrusal olmayan eşbüünleşme analzdr. Granger ve Yoon (2003) arafından leraüre kazandırılan saklı eşbüünleşme es, Engle ve Granger (1987) eşbüünleşme esne dayanırken, Haem-J ve Irandous (2012) arafından leraüre kazandırılan saklı eşbüünleşme es se Johanseneşbüünleşme esne dayalıdır. Her k ese de, serler öncelkle bleşenlerne ayrılmaka, daha sonra se bu bleşenler arasındak uzun dönem lşksnn varlığı ncelenmekedr. X vey rassal yürüyüş süreçler aşağıdak gb göserlsn: X X X 1 0 1 Y Y Y 1 0 1 (1) (2) Burada X 0 ve Y 0 başlangıç değerlern göserrken, ve oralamalı beyaz dz haa ermlern gösermekedr. se sıfır X ley aralarında uzun dönem lşks ncelenen değşkenler olup, bu k değşken

240 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU arasındak saklı eşbüünleşmey ncelemek çn aşağıdak gb pozf ve negaf şokları anımlamak gerekmekedr:,0, mn,0,0, mn,0 maks maks Buradan harekele (1) ve (2) numaralı modellerde yer alan haa ermlern ve şeklnde anımlamak mümkündür. Bu fadeler, adı geçen denklemlerde yerne konulduğunda; X X X 1 0 1 0 1 1 Y Y Y 1 1 Modeller elde edlr. Granger ve Yoon (2003), X, 1 X, Y ve Y 1 1 1 olmak üzere, X 0 ve Y 0 nın sab olduğu ve X X0 X X vey Y0 Y Y olduğu varsayımını yapmışır. O halde, X, X, Y ve Y şeklnde göserleblr. Elde edlen bu şoklara, Engle- Grangereşbüünleşme esn uygulama sureyle, Granger ve Yoon (2003) es, Johanseneşbüünleşme esn uygulama sureyle se Haem-J ve Irandous (2012) eşbüünleşme es uygulanmış olur.

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 241 3. VERİ ve UYGULAMA SONUÇLARI Bu çalışmada kullanılan ver se 2002-2012 arasını kapsamaka olup, günlük frekansa elde edlmşr. Günlük ver kullanılmasının çeşl avanajları bulunmakadır. Copeland (1991) günlük veryle ekonomerk açıdan daha fazla blg kullanımının sağlandığını, Eun ve Shm (1989) se günlük vernn poansyel ekleşm yakalamada faydalı olableceğn, sadece brkaç gün süren ekleşmler yakalamada hafalık ve aylık verlern yeerl olamayacağını vurgulamışır. Borsa İsanbul kapanış fyaları (BIST) Türkye Cumhurye Merkez Bankası Elekronk Ver Dağıım Ssem nden, Brenperol fyaları (Perol) se ABD Enerj Blg Kurumundan elde edlmşr. Çalışmada kullanılan verlern varyanslarındak değşkenlğ azalma amacıyla logarmk hal kullanılmışır. Serler arasındak uzun döneml lşknn varlığını sınamadan önce serlern durağanlık merebelern belrlemek gerekmekedr. Serlern pozf ve negaf bleşenlerne uygulanmış olan brm kök es sonuçları Tablo 1 de görüldüğü gbdr. Tablo 1. ADF Brm Kök Tes Sonuçları ADF Tes İsaskler Sabl Model Sab ve Trendl Model Düzey Brnc Farklar Düzey Brnc Farklar BIS -2.0172 (25) -6.8539 (24) 0.5250 (25) -7.1606 (24) T+ [0.2795] [0.0000]* [0.9994] [0.0000]* BIS -1.3929 (22) -5.8466 (25) -0.5571 (22) -5.9792 (25) T- [0.5872] [0.0000]* [0.9808] [0.0000]* Per -1.2850 (25) -5.7938 (24) -0.3160 (25) -5.9256 (24) ol+ [0.6387] [0.0000]* [0.9902] [0.0000]* Per -0.7360 (25) -4.9215 (25) -1.1474 (25) -4.9544 (25) ol- [0.8357] [0.0000]* [0.9193] [0.0002]* No: Paranez çersndek değerler, genelden özele -anlamlılık yönemyle esp edlmş olan uygun geckme uzunluklarını, köşel paranez çersndek değerler

242 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU se olasılık değerlern gösermekedr. *, %1 sevyesnde brm kök emel hpoeznn reddn gösermekedr. Tablo 1 de görüleceğ üzere lgl değşkenlern pozf ve negaf bleşenler brnc dereceden durağandır. Bu nedenle çalışmanın knc aşaması olan, eşbüünleşme lşksnn esp aşamasına geçleblr. Granger ve Yoon(2003) saklı eşbüünleşme esnn sonuçları Tablo 2 dek gbdr. Tablo 2. Granger-Yoon Saklı Eşbüünleşme Tes Sonuçları Bağımlı Değşken Perol+ Bağımsız Değşken BIST+ BIST+ Perol + Perol- BIST- Perol+ BIST- Perol- BIST+ BIST- Perol- BIST- Perol+ BIST+ Perol- Tes İsaskler Sab Terml Trendl -2.032076 ( -2.045349 0.5113) [17] (0.7526) [17] -2.049929-1.879334 (0.5020) [17] (0.8191) [14] -1.796267-1.804852 (0.6322( [23] (0.8445) [23] -1.846945-1.436538 (0.6070) [23] (0.9321) [22] -1.896613-1.000733 (0.5818) [19] (0.9769) [0] -1.925808-1.008408 (0.5667) [19] (0.9765) [2] -2.121984-2.187661 (0.4642) [25] (0.6861) [25] -2.153647-1.478445 (0.4477) [25] (0.9250) [25] No: Paranez çersndek değerler olasılık değerlern, köşel paranez çersndek değerler se -anlamlılık yönemyle belrlenmş olan uygun geckme uzunluğunu gösermekedr. Granger ve Yoon (2003) esnn sonuçları BIST le perol sersnn şokları arasında lşk olmadığını gösermekedr. Br sonrak aşamada se Haem-J ve Irandous (2012) nnleraüre kazandırmış olduğu es uygulanmış olup, elde edlen sonuçlar Tablo 3 e verlmşr.

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 243 Tablo 3. Haem-J - Irandous Saklı Eşbüünleşme Tes Sonuçları İncelenen İlşk Temel Hpoez İz sasğ Özdeğer İsasğ Olasılık Değer BIST - Perol - Eşbüünleşme Yokur 172.1339 169.0326 0.0001 Eşbüünleşme Vardır 3.101273 3.101273 0.5620 BIST + Perol + Eşbüünleşme Yokur 43.35236 42.4747 0.0000 Eşbüünleşme Vardır 0.877663 0.877663 0.3488 BIST + Perol - Eşbüünleşme Yokur 66.28385 64.0413 0.0000 Eşbüünleşme Vardır 2.242545 2.242545 0.9519 BIST - Perol + Eşbüünleşme Yokur 389.6262 387.6125 0.0001 Eşbüünleşme Vardır 2.01372 2.01372 0.775 No: Uygun geckme uzunluğu Hannan-Qunn blg kreryle elde edlrken, uygun model ürünepanula prensbyle karar verlmşr. Temel ve alernaf hpoezler, elde edlen sonuçlara göre düzenlenmşr. Elde edlen sonuçlar her k değşkenn pozf ve negaf brkml şokları arasındak uzun döneml lşknn varlığına şare emekedr.dolayısıyla Borsa İsanbul un kapanış fyaları le perol fyaları arasında saklı eşbüünleşme lşksnn olduğunu fade emek mümkündür. Yapılan eşbüünleşme esler sonucunda elde edlen

244 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU sonuçların farklı olmasının sebeb,johanseneşbüünleşme esnnengle ve Grangereşbüünleşme esne göre sahp olduğu üsünlüklerdr.johanseneşbüünleşme esnde eşbüünleşme vekörlern ahmn En Çok Benzerlk yönemne dayanmakadır vejohanseneşbüünleşme esnde kısa döneml ekonomk değşmelern eşanlı yapılması nedenyle ahmnn eknlğ armakadır. Dolayısıyla, Johanseneşbüünleşme esne dayanan Haem-J ve Irandous (2012) eşbüünleşme es sonuçlarına güvenmek daha doğru kararlar alınmasını sağlayacakır. 4. SONUÇ ve DEĞERLENDİRME Bu çalışmada Borsaİsanbul un kapanış fyaları le perol fyaları arasındak uzun döneml lşknn varlığı, saklı eşbüünleşme eknkler kullanılarak ncelenmşr. Engle-Grangereşbüünleşme esne dayalı olan Granger-Yoon saklı eşbüünleşme es k değşken arasında saklı br lşk olmadığını göserrken, Johanseneşbüünleşme esne dayalı olan Haem-J ve Irandous (2012) es k sernn arasında saklı eşbüünleşmenn varlığına şare emşr. Elde edlen sonuçlar, hem pozf hem de negaf şoklar arasında uzun döneml br lşk olduğunu gösermekedr. Leraür ncelendğnde hsse seneler fyaları le perol fyaları arasında br lşknn varlığı üzernde durulmakadır. Yapılan çalışmaların çoğunda bu düşüncey desekleyen sonuçlar elde edlrken, bazı çalışmalarda bu k değşken arasında br lşknn varlığına ulaşılamamışır. Bu çalışmada se Haem-J ve Irandous (2012) arafından leraüre henüz yen kazandırılmış olan saklı eşbüünleşme es kullanılarak Borsa İsanbul un kapanış fyaları le perol fyalarının eşbüünleşk oldukları sonucuna ulaşılmışır. İncelenen serlern uzun dönemde lşkl oldukları görülmekedr. Elde edlen sonuçlarmaghyereh ve Al-Kandar (2007), Henrques ve Sadorsky (2008) ve Fayyad ve Daly (2011) arafından elde edlen sonuçlara paralellk gösermekedr. Türkye çn se Güler vd. (2010), Kapusuzoglu (2011) ve Ünlü ve Topcu (2012) nn(knc al dönem,2001:03-2011:12) yapıkları çalışmalarda elde edlen sonuçlar le benzerlk eşkl emekedr. Çalışmanın sonuçlarına göre Borsa İsanbul hsse seneler fyalarının belrleycler arasında perol fyalarının da yer aldığı

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 245 görülmekedr. Elde edlen sonuçlar, aran perol fyalarının, ürem fakörler arasında am kamenn yokluğunda ürem malyelernn armasına, ürem malyelernn armasının da nak akışının azalmasına ve hsse sened fyalarının düşmesne neden olableceğn gösermekedr. Dğer br fadeyle, perol fyalarında meydana gelecek arış veya azalışlar hsse seneler fyalarının oluşmasında ekl olacakır.

246 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU KAYNAKÇA Balke, N. S. Fomby, T. B., (1997), ThresholdConegraon, Inernaonal EconomcRevew,Vol: 38(3), ss. 627-645. Basher, S.A.,Sadorsky, P., (2006), OlPrce Rsk andemergngsockmarkes, Global Fnance Journal,Vol:17, ss.224-251. Brown, S.P.A., Yücel, M.K., (2002), EnergyPrcesandAggregaeEconomcacvy: An Inerpreavesurvey, TheQuarerlyRevew of Economcsand Fnance,Volume:42, ss.193-2008. Chou, J., Lee, Y. (2009), Jump Dynamcs andvolaly: OlandheSockMarkes, Energy, Vol:34, ss.788-796. Copeland L. (1991), ConegraonTesswh Daly Daa Oxford Bullen of EconomcsandSascs, Vol: 53(2), ss.185-198. Engle, R.F.,Clve W.J. Granger, (1987), ConegraonandErrorCorrecon: Represenaon, Esmaon, andtesng, Economerca,Vol: 55, ss.251-276. Eun, C. S.,Shm, S. (1989), Inernaonal Transmsson of Sock Marke Movemens, TheJournal of Fnancal andquanave Analyss,Vol. 24, No. 2, ss. 241-256. Fama, E.F. (1981), SockReurns, Real Acvy, Inflaonand Money, AmercanEconomcRevew, Vol:71(4), ss.545-565. Fayyad, A.,Daly, K. (2011), TheImpac of OlPrceShocks on Sock marke Reurns: Comparng GCC Counreswhhe UK and USA, EmergngMarkesRevew, Vol:12, ss. 61-78. Gonzalo J., (2010), TheMakng of "Esmaon of CommonLong- Memory Componens n ConegraedSysems", Journal of Fnancal Economercs,Vol. 8, No. 2, ss.174 176. Granger, Clve W.J., (1981), SomeProperes of Tme Seres daa andtheruse n Economerc Model Specfcaon, Journal of Economercs, Vol:16, ss.121-130. Granger, Clve W.J., (1983), Co-negraedvarablesandErrorcorrecngModels, Unversy of Calforna, Deparmen of EconomcsWorkngPaper: 83-13.San Dego.

SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomk Araşırmalar Dergs Ekm 2013, Sayı 26 247 Granger, C.W.,Yoon, G. (2002), HddenConegraon. Unversy of Calforna,Deparmen ofeconomcsworkngpaper. San Dego. Gregory, A.W.,Hansen, B.E., (1996), TessForConegraon n ModelswhRegmeandTrend Shfs Oxford Bullen of EconomcsandSascs,Vol: 58,ss. 555 560. Güler, S. vd. (2010), Perol Fya Rsk ve Hsse Sened Fyaları Arasındak İlşknn Belrlenmes: Türkye de Enerj Sekörü Üzernde Br Uygulama, Aaürk Ünverses İksad ve İdar Blmler Dergs, Cl:24, Sayı: 4, ss.297-315. Hansen, B. E.,Seo, B., (2002), "TesngforTwo- RegmeThresholdConegraon n VecorError-CorreconModels," Journal of Economercs,Vol: 110(2), ss. 293-318. Haem-J, A., (2008), TessforConegraonwhTwoUnknownRegmeShfswh An Applcaon ofnancal Marke Inegraon, EmprcalEconomcs,Vol: 35, ss.497 505. Haem-J, A. Irandous, M., (2012), AsymmercIneraconBeweenGovernmenSpendngandTerms af TradeVolaly New EvdencefromHddenConegraonTechnque, Journal of EconomcSudes, Vol. 39 No. 3, ss. 368-378. Henrques I.,Sadorsky, P. (2008), OlPrcesandheSockPrces of AlernaveEnergyCompanes, EnergyEconomcs,Vol: 30, ss.998-110. İşcan, E. (2010), Perol Fyalarının Hsse Seneler Üzerndek Eks Malye Dergs, Sayı:158, ss.607-617. Johansen, S., (1988), Sascal Analyss of ConegrangVecors, Journal of Economc Dynamcs and Conrol, Vol:12, ss.231 254. Johansen, S. (1991), EsmaonandHypohessTesng of ConegraonVecors n Gaussan VAR Models, Economerca,Vol:59, ss. 1551 1580. Kahyaoğlu, M.B. (2011), Yaırım Kararlarına Ek Eden Çeşl Duygusal ve Pskolojk Fakörlere Maruz Kalma Düzey Üzernde Cnsyen Rolü: İMKB Breysel Hsse Sened Yaırımcıları Üzerne Br Uygulama, AİBÜ-İİBF Ekonomk ve Sosyal Araşırmalar Dergs,Cl:07, Sayı:01, ss.29-51.

248 Sefer ŞENER Vel YILANCI Muhammed TIRAŞAOĞLU Kapeanos G, Shn YC, Snell A (2006), TesngforConegraon n NonlnearSmoohTransonErrorCorreconModels EconomercTheory,Vol: 22(2), ss.279-303. Kapusuzoglu, A. (2011), RelaonshpsbeweenOlPrceandSock Marke: An Emprcal AnalyssfromIsanbulSock Exchange (ISE), Inernaonal Journal of Economcsand Fnance, Vol:03, No:06, ss.99-106. Kwon, C. S.,Shn, T. S. (1999), ConegraonandCausalybeweenMacroeconomcVarablesandSock Marke Reurns Global Fnance Journal,Vol: 10(1), ss.71-81. Maghyereh, A., Al-Kandar, A. (2007), OlPrcesandSockMarkes n GCC Counres: New EvdencefromNonlnearConegraon Analyss, Manageral Fnance, Vol:33, No:07, ss.449-460. Mak, D., (2012), TessforConegraonAllowngfor An UnknownNumber of Breaks, EconomcModellng,Vol: 29, ss.2011 2015. Mookerjee, R.,Yu, Q. (1997), MakroeconomcVarablesandSockPrces n a Small Open Economy: The Case of Sngapore, Pacfc-Basn Fnance Journal, Vol:5, ss.377-388. Özer, A. vd. (2011), Hsse Sened Fyaları le Makroekonomk Değşkenlern Ekleşm, Dokuz Eylül Ünverses İksad ve İdar Blmler Faküles Dergs, Cl:26, Sayı:1, ss.163-182. Sadorsky, P. (1999), OlPrceShocksandSock Marke Acvy, EnergyEconomcs, Vol:21, ss.449-469. Sock, J. H., (1987), AsympocProperes of LeasSquaresEsmaors of Conegra-ngVecors, Economerca, Vol:55, ss.1035 1056. Sock, J. H., M. W. Wason. (1988), TesngforCommonTrends Journal of heamercan Sascal Assocaon,Vol: 83, ss. 1097 1107. Ünlü, U., Topçu, M., (2012), Perol Fyaları Hsse Sened Pyasalarını Doğrudan Ekler M: İMKB Örneğ, İksa İşleme ve Fnans, Cl:27, Sayı:319, ss. 75-88.