İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE

Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (2) 2011, 256-264 İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE H. Aydın OKUYAN (1), Erman ERBAYKAL (2) (1) Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF, İşleme Bölümü (2) İsanbul Üniversiesi, Sosyal Bilimler Ensiüsü (1) aydinokuyan@homail.com, (2) eerbaykal@yahoo.com ÖZET: Bu çalışmada, İMKB hisse senedi piyasasında yabancılar arafından gerçekleşirilen işlemlerin hisse senedi geirileri üzerinde ekili olup olmadığı, abanın genişlemesi (base broadening) hipoezinden yola çıkılarak oraya konulmaya çalışılmışır. 1997:01-2009:12 arihleri arasındaki aylık veriler kullanılarak, iki değişken arasındaki eşbüünleşme ilişkisi Pesaran ve diğerleri (2001) arafından gelişirilen Sınır Tesi ve ARDL modelleri yardımıyla analiz edilmişir. Sonuça yabancı işlem hacmi ile hisse senedi geirileri arasında uzun dönemde poziif bir ilişki espi edilmiş ancak bu ilişkinin kısa dönemde anlamlı olmadığı görülmüşür. Bu bulgular İMKB de abanın genişlemesi hipoezinin uzun dönemde geçerli olduğu şeklinde yorumlanabilir. Anahar Kelimeler: Tabanın Genişlemesi Hipoezi; Yabancı Yaırımlar; Sınır Tesi ABSTRACT: This paper, emerging from base broadening hypohesis, invesigaes wheher he foreign ransacions have an affec on he securiy reurns in ISE. The coinegraion relaionship beween wo variables has been analyzed by he bounds esing approach developed by Pesaran e. al.(2001) and ARDL models using he monhly daa of 1997:01-2009:12. As a resul, a posiive relaionship has been deeced beween he foreign ransacions and reurns of shares in he long run. However, he same relaionship is insignifican in he shor run. This finding can be inerpreed as he validiy of base broadening hypoesis in long erm in ISE. Keywords: Base Broadening Hypoesis; Foreign Invesmens; Bounds Tes JEL Classificaions: G11; F32; C22 1. Giriş Dünyada para ve sermaye ransferlerinin önündeki eknolojik ve hukuki engellerin azalması ile özellikle gelişmeke olan ülkelere yönelen fonlarda arışlar meydana gelmişir. Bu harekein bir sonucu olarak bu fonların henüz yeerince derinleşmemiş olan gelişmeke olan piyasalardaki ekisinin arığı düşünülmekedir. French ve Poerba (1991), Lewis (1994) ve Tesar ve Werner (1995) arafından da belirildiği gibi özellikle 1990 lara kadar yaırımcıların porföylerinde ağırlıklı olarak yerli menkul kıymeler yer almakaydı. 1990 larda ise yaırımcılar uluslararası çeşilendirmenin önemini kavramış ve eknolojinin de deseği ile porföylerindeki yabancı menkul kıymelerin ağırlığını arırmışlardır. Bu durum yeerince derin olmayan gelişmeke olan piyasalardaki yaırımcı abanının değişmesine yol açmışır. Sulz (1995) a göre gelişmeke olan piyasalarda yaırımcı abanındaki bu değişiklik fiyalarda arışa neden olmakadır. Yaırımcı abanındaki bu değişikliği açıklayan en

İMKB de Yabancı İşlemleri ve Hisse Senedi Geirileri İlişkisi 257 emel görüş abanın genişlemesi (base broadening) hipoezidir. Meron (1987) ve Errunza ve Losq (1989) a göre, yaırımcı abanında bir genişleme, piyasadaki porföy çeşilendirme ve risk dağıımı olanaklarını arırmakadır. Ayrıca Pagano (1989), Allen ve Gale (1991) ve Hargis (1995) yeni yaırımcıların piyasaya girmesinin algılanan likidie riskini de azalığını öne sürmüşlerdir. Bu fakörlerin bir sonucu olarak piyasada beklenen geirilerin azalması yani fiyaların yükselmesi beklenebilir. Warher (1995) ABD de yapığı çalışmasında abanın genişlemesi hipoezini desekler şekilde hisse senedi ve ahvil geirileri ile sermaye akımları arasında poziif bir ilişkiye işare emekedir. Clark ve Berko (1997) ise Meksika da yapıkları çalışmalarında hisse senelerinde yabancı saın alımları ile hisse senedi geirileri arasında poziif bir ilişki olduğunu öne sürmüşlerdir. Piyasa kapializasyonundaki %1 lik bir arışın hisse senelerinde %13 lük bir arışa neden olduğu sonucuna varılmışır. Clark ve Berko (1997) abanın genişlemesi hipoezini aşağıdaki şekilde formüle emişlerdir. R C 0 1 MC 1 R = piyasada zamanındaki geiriyi, C = zamanındaki yabancı sermaye akımlarını, MC -1 = piyasada -1 zamanındaki piyasa kapializasyonunu, ifade emekedir. H 0 : β 1 =0 ve H 1 : β 1 >0 hipoezleri es edilmekedir. H 0 hipoezinin reddedilmesi piyasada abanın genişlemesi hipoezinin kabul edilmesi anlamını aşımakadır. Yani bir anlamda, piyasa geirisi üzerinde yabancı sermaye akımlarının ekisinin varlığı oraya konulmakadır. Tabak (2003) aynı yönemi kullanarak Sao Paulo Menkul Kıymeler Borsasında (Bovespa) yapığı çalışmada yabancıların oplam piyasa kapializasyonu içindeki payı ile hisse senedi piyasasının geirisi arasında uzun dönemli bir ilişki olduğunu öne sürmüşür. Teorik olarak hisse senedi fiyaları yeni bilgilerin gelmesi ile değişir. İşlem hacminin gelen bilgilerden ekilendiği kabul edilirse, işlem hacminin de fiyalarla ilişkili olduğu söylenebilir. Yapılan ampirik çalışmalar fiya ve işlem hacmi arasındaki ilişkiyi deseklemekedir. Bu konudaki en emel çalışmalar Osborne (1959), Ying (1966), Rogalski (1978), Wood ve diğerleri (1985), Haris ve Gürel (1986), Richardson ve diğerleri (1986), Comiskey ve diğerleri (1987) arafından yapılmışır. Çalışmalarda varılan orak sonuç fiya değişimleri ile işlem hacmi arasında poziif korelasyon olduğudur. Hiemsra ve Jones (1994) çalışmalarında hisse senedi geirilerinin ahmin edilebilmesinde hacimlerin kullanılabileceğini ve hacimler ile fiyalar arasında çif yönlü doğrusal olmayan bir nedenselliğin olduğunu ileri sürmüşlerdir. Ayrıca Copeland (1976) ve Jennings ve diğerleri (1981) aynı sonuca ulaşarak hisse senedi fiyaları ile işlem hacimleri arasında çif yönlü bir nedensellik olduğunu söylemişlerdir. Lieraürde fiya ve hacim ilişkisini inceleyen çalışmalardan elde edilen sonuçlar yabancı işlem hacimlerinin hisse senedi fiyaları üzerinde ekili olabileceğini düşündürmekedir. Bu çalışmada, İMKB de yabancılar arafından yapılan işlemlerin hisse senedi geirileri üzerinde ekili olup olmadığı Pesaran ve diğerleri (2001) ve ARDL modelleri yardımıyla açıklanmaya çalışılmışır. Çalışmanın birinci bölümünde konuya ilişkin lieraür incelenmişir. İkinci bölümde çalışmada kullanılan veri sei

258 H. Aydın OKUYAN, Erman ERBAYKAL ve model anıılmışır. Üçüncü bölümde çalışmada kullanılan yönemin özellikleri açıklanmış ve elde edilen bulgular arışılmışır. Çalışma sonuç bölümü ile amamlanmışır. 2. Veri Sei ve Model Çalışmada, İMKB üm endeksinde yabancı banka/aracı kurum veya şahıs nam ve hesabına gerçekleşirilen işlemlerin aylık oplam hacminin İMKB üm endeksinin aylık oplam işlem hacmine oranı ve İMKB üm endeksinin kapanış fiyalarının logarimik değerleri kullanılmışır. Yabancı banka/aracı kurum veya şahıs nam ve hesabına gerçekleşirilen işlemlerin aylık oplam hacmi İMKB web siesinden, İMKB üm endeksi oplam işlem hacmi ve İMKB üm endeksi kapanış değerleri ise, IBS Analiz 1 siseminden elde edilmişir. Çalışmada yukarıda açıklanan değişkenlerin 1997:01 2009:12 arasındaki aylık verileri kullanılmışır. Yabancı işlem hacimlerine ai 1997 yılından önceki verilere ulaşılamadığından veri sei bu arihen başlaılmışır. Çalışmada LKF İMKB üm endeksi kapanış fiyalarının logarimik değerini, YB ise yabancı banka/aracı kurum veya şahıs nam ve hesabına gerçekleşirilen işlemlerin aylık oplam hacminin İMKB üm endeksinin oplam işlem hacmine oranını ifade emekedir. Çalışmada kullanılan 156 gözleme ai anımlayıcı isaisikler aşağıda göserilmişir. Tablo 1. Verilere Ai Tanımlayıcı İsaisikler LKF Minimum 7,25 9,88 Maksimum 10,91 73,78 Oralama 9,53 29,14 Sandar Sapma 0,99 15,62 Medyan 9,61 21,95 Basıklık 0,03-0,54 Çarpıklık -0,56 0,95 Jarque-Bera 1,68 2,46 Gözlem Sayısı 156 156 Çalışmada kullanılan model aşağıda belirilmişir. LKF 1 2YB (1) İMKB üm endeksinde yabancı banka/aracı kurum veya şahıs nam ve hesabına gerçekleşirilen işlemlerin oplam hacminin İMKB üm endeksinin oplam işlem hacmine oranı ve İMKB üm endeksinin kapanış fiyalarının logarimik değerleri Şekil 1 de göserilmişir. Yabancıların işlem hacminin özellikle 2004 den sonra hızla arığı ancak 2008 yılında yaşanan global krizden sonra büyük bir düşüş göserdiği açıkça görülmekedir. YB 1 www.analiz.com

İMKB de Yabancı İşlemleri ve Hisse Senedi Geirileri İlişkisi 259 80 70 60 50 40 30 20 10 0 1 13 25 37 49 61 73 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 Yabancı İşlem Hacminin Toplam İçindeki Oranı (Sol Eksen) İMKB Tüm Logarimik Kapanış Fiyaları (Sağ Eksen) 85 97 109 121 133 145 12 10 8 6 4 2 0 Şekil 1. Yabancı İşlem Hacmi ve İMKB Tüm Endeksinin Zaman İçindeki Seyri 3. Yönem Ampirik çalışmalar makroekonomik zaman serilerinin büyük çoğunluğunun durağan olmayan seriler olduğunu oraya çıkarmışır. Birim kök içeren bu seriler arasında sahe regresyon sorunuyla karşılaşıldığından, bu soruna çözüm bulmak için çeşili yönemler önerilmişir. Bunlardan bir anesi serilerin farklarının alınıp regresyona sokulmasıdır. Ancak bu durumda da yeni bir problemle karşı karşıya kalınmakadır. Bu yönem uzun dönem dengesi için önemli olan bilgilerin kaybedilmesine yol açmakadır. Çünkü değişkenlerin birinci farkları kullanıldığından, bu değişkenlerin arasında olması muhemel uzun dönemli ilişkiyi görme olasılığı oradan kalkmakadır. Bu, eşbüünleşme analizinin çıkış nokası olmuşur. Engle ve Granger (1987) in gelişirdikleri eşbüünleşme yaklaşımı bu sorunu oradan kaldırmışır. Bu yaklaşıma göre, düzeyde durağan olmayan birinci farkı durağan olan zaman serileri düzey halleri ile modellenebilmeke ve böylece uzun dönem bilgi kaybı engellenmiş olmakadır. Ancak bu yaklaşım birden fazla eşbüünleşik vekör olması durumunda geçersiz olmakadır. Bu nokadan harekele Johansen (1988) in gelişirdiği yaklaşımla, üm değişkenlerin içsel olarak kabul edildikleri Vekör Ooregresif (VAR) modelinden yola çıkarak, değişkenler arasında kaç ane eşbüünleşik vekör olduğu es edilebilmekedir. Dolayısıyla, Engle ve Granger (1987) meodunda olduğu gibi, esi ek bir eşbüünleşik vekör beklenisiyle sınırlandırmadan, daha gerçekçi bir sınama gerçekleşirilebilmekedir. Faka Engle ve Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990) arafından gerçekleşirilen eşbüünleşme esleri için, üm serilerin düzeyde durağan olmamaları ve aynı derecede farkı alındığında durağan hale gelmeleri gerekir. Eğer ilgili çalışmada serilerden bir veya daha fazlası düzey halinde durağan yani I(0) ise, bu esler ile eşbüünleşme ilişkisi araşırılamaz. Pesaran ve diğerleri (2001) arafından gelişirilen sınır esi yaklaşımı ise, büyük ölçüde bu sorunu oradan kaldırmakadır. Bu yaklaşıma göre, bağımlı değişken I(1), bağımsız değişkeler I(0) veya I(1) olmak şarıyla seriler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığı araşırılabilmekedir. Bu noka, Pesaran ve diğerleri (2001) arafından gelişirilen sınır esinin var olan eşbüünleşme eslerine göre en büyük avanajıdır.

260 H. Aydın OKUYAN, Erman ERBAYKAL 4. Bulgular ve Bulguların Değerlendirilmesi İlk önce serilerin durağanlık düzeylerinin belirlenmesi gerekmekedir. Bunun için Dickey ve Fuller (1979) arafından gelişirilen Gelişirilmiş Dickey Fuller (ADF) ve Phillips ve Perron (1988) birim kök esleri kullanılmışır. Bu iki es arasındaki en önemli fark, Dickey Fuller (1979) haa erimlerinin beyaz gürülü olduğunu yani; ardışık bağımsızlık, normal dağılım ve sabi varyansa sahip olduğunu kabul emesidir. Buna karşın Phillips Perron esi, Dickey Fuller esinin ersine haa erimleri arasında zayıf bağımlılığa ve heerojenliğe izin vermekedir. Çalışmada kullanılan veri selerine ai ADF ve Phillips Perron Teslerinin sonuçları Tablo 2 de göserilmişir. Tablo 2. Birim Kök Tesi Sonuçları Değişkenler Gelişirilmiş Dickey Fuller Phillips Perron Sabili Sabi ve rendli Sabili Sabi ve rendli LKF -1,754-2,508-1,753-2,673 LKF -12,326* -12,347* -12,345* -12,355* YB -1,778-1,909-1,849-2,646 YB -16,892* -16,874* -16,999* -16,874* Kriik Değerler %1-3,472-4,018-3,472-4,018 %5-2,880-3,439-2,880-3,439 *%1 de anlamlılığı göserir. Tablo 2 de görüldüğü gibi LKF ve YB değişkenleri hem ADF hem de Phillips Perron eslerine göre birinci farkı alındığında durağan çıkmışır. Böylece Pesaran ve diğerleri (2001) arafından ön koşul olarak isenen bağımlı değişkenin I(1), bağımsız değişkenlerin ise I(0) yada I(1) olma şarı sağlanmış olmakadır. Yani çalışmada kullanılan veri, modelde kullanılabilir özelliğe sahipir. 4.1. Eşbüünleşme Tesi Pesaran ve diğerleri (2001) arafından gelişirilen sınır esi yaklaşımının uygulanabilmesi için ilk önce kısılanmamış haa düzelme modeli (unresriced error correcion model UECM) oluşurulur. Bu modelin yapılan çalışmaya uyarlanmış şekli aşağıdaki gibidir. LKF m m 0 1 2i LKF i 3i YB i 4LKF 1 5LYB 1 (2) i 1 i 0 Model de yer alan LKF İMKB üm endeksi kapanış fiyalarının logarimik değerini YB ise yabancı banka/aracı kurum veya şahıs nam ve hesabına gerçekleşirilen işlemlerin aylık oplam hacminin İMKB üm endeksinin oplam işlem hacmine oranını ifade emekedir. Eşbüünleşme ilişkisinin varlığının es edilmesi için bağımlı ve bağımsız değişkenlerin birinci dönem gecikmelerine F esi yapılır. Bu es için emel hipoez (H 0 : α 4 =α 5 =0) şeklinde kurulur ve hesaplanan F isaisiği Pesaran vd. (2001) deki ablo al ve üs kriik değerleri ile karşılaşırılır. Eğer hesaplanan F isaisiği Pesaran al kriik değerinden küçükse, seriler arasında eşbüünleşme ilişkisi yokur. Hesaplanan F isaisiği al ve üs kriik değeri arasındaysa, kesin bir yorum yapılamamaka ve diğer eşbüünleşme esleri yaklaşımlarına başvurulması gerekmekedir. Son olarak, hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üzerindeyse, seriler arasında eşbüünleşme ilişkisi olduğu kabul edilir.

İMKB de Yabancı İşlemleri ve Hisse Senedi Geirileri İlişkisi 261 UECM modelinde rend değişkenini, m gecikme sayısını ifade emekedir 2. Tablo 3 de sınır esi sonuçları yer almakadır. k Tablo 3. Sınır Tesi Sonuçları %5 anlamlılık düzeyindeki kriik değerler F isaisiği Al Sınır Üs Sınır 1 15,238 6,56 7,30 k, (2) numaralı denklemdeki bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (2001:300) deki Tablo CI(V) en alınmışır. Tablo 3 de görüldüğü üzere hesaplanan F isaisiği Pesaran ın üs kriik değerini aşığı için, seriler arasında eşbüünleşme ilişkisinin varlığı espi edilmişir. Seriler arasında eşbüünleşme ilişkisinin bulunması, yabancıların işlem hacmi ile hisse senedi geirileri arasında bir ilişkinin varlığına işare emekedir. Arık seriler arasında bir eşbüünleşme ilişkisi espi edildiğinden uzun ve kısa dönem ilişkileri belirlemek için ARDL (Auoregressive Disribuion Lag) modeli kurulabilir. 4.2. ARDL Modeli Değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkinin incelenmesi için, ARDL modeli aşağıdaki gibi kurulmuşur. Gecikme sayılarının belirlenmesi için yine Akaike bilgi krierinden yararlanılmışır. LKF m 2i i i 1 i 0 n 0 1 LKF YB (3) 3i i Tablo 4. ARDL (1,1) Modelinin Tahmin Sonuçları Değişkenler Kasayı T isaisiği LKF(-1) 0,920 18,245* YB -0,005 2,115 YB(-1) 0,009 3,245* C 1,578 3,937* T 0,001 1,752 Tanısal Deneim Sonuçları 2 R 0,864 2 R 0,861 X 2 BG 10,573(0,542) X 2 NORM (2) 2,842(0,248) X 2 WHITE, (1) 1,856(0,726) X 2 RAMSEY (1) 0,780(0,729) *%1 de anlamlılığı göserir. 2 Gecikme sayısının belirlenmesi için Akaike, Schwarz ve Hannan-Quinn gibi kriik değerlerden yararlanılır ve en küçük kriik değeri sağlayan gecikme uzunluğu modelin gecikme uzunluğu olarak belirlenir. Ancak burada seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecikme uzunluğu ile oluşurulan model ookorelasyon problemi içeriyorsa bu durumda ikinci en küçük kriik değeri sağlayan gecikme uzunluğu alınır eğer ookorelasyon problemi hala devam ediyorsa bu problem oradan kalkana kadar bu işleme devam edilir. Bu çalışmada incelediğimiz veri sei aylık olduğu için maksimum gecikme uzunluğu 12 olarak alınmış ve Akaike krierine göre gecikme sayısı 1 olarak belirlenmişir. Daha sonra modelde ookorelasyon problemi olup olmadığını araşırmak için LM esi yapılmışır. Yapılan es sonucuna göre ise ookorelasyon sorununa raslanmamışır.

262 H. Aydın OKUYAN, Erman ERBAYKAL Tablo 4 de yer alan X 2 BG, X 2 NORM, X 2 WHITE, X 2 RAMSEY kasayıları sırasıyla ookorelasyon, normallik, değişen varyans ve model kurma haası sınaması isaisikleridir. Tablodaki sonuçlara göre, oluşurulan ARDL modelinin normal dağılıma ve sabi varyansa sahip olduğu, ookorelasyon içermediği görülmekedir. Ayrıca model kurma haası da isaisiksel olarak anlamsız bulunmuşur. Dolayısıyla ARDL (1,1) modelinin sonuçlarından harekele uzun ve kısa dönem kasayılar hesaplanabilir. 4.2.1. Uzun Dönemli İlişki ARDL (1,1) modelinin ahmin sonuçlarına göre hesaplanan uzun dönem kasayıları Tablo 5 de yer almakadır. Tablo 5. ARDL (1,1) Modelinden Elde Edilen Uzun Dönem Kasayıları Değişkenler Kasayı T isaisiği YB 0,034 2,345** C 6,489 5,486* T 0,110 2,480** *%1,**%5 de anlamlılığı göserir. Tablodaki sonuçlar yabancı işlem hacmi ile hisse senedi geirileri arasında uzun dönemde anlamlı bir ilişki olduğunu gösermekedir. Yabancı işlem hacmi değişkeninin kasayısı poziif işareli ve isaisiksel olarak anlamlı çıkmışır. Bu durum, İMKB de abanın genişlemesi (base broadening) hipoezinin uzun dönemde geçerli olduğuna işare emekedir. 4.2.2. Kısa Dönemli İlişki Değişkenler arasındaki kısa dönemli ilişkinin araşırılması için ARDL yaklaşımına dayalı haa düzelme modeli aşağıdaki gibi kurulmuşur. LKF m n 0 1 2 EC 1 3i LKF i 4i YB i i 1 i 0 (4) Buradaki EC -1 değişkeni uzun dönem ilişkisinden elde edilen haa erimleri serisinin bir dönem gecikmeli değeridir. Bu değişkenin kasayısı kısa dönemdeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönemde düzelileceğini göserir. Tablo 6. ARDL(1,1) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı T isaisiği YB 0,175-1,115 C 1,842 3,976* T 0,182 1,347 ECT(-1) -0,168-3,875* *%1 de anlamlılığı göserir. ECT(-1) değişkeni beklendiği gibi 0 ile 1 arasında negaif işareli ve isaisiksel olarak da anlamlı bulunmuşur. Tablodaki sonuçlar yabancı işlem hacmi ile hisse senedi geirileri arasında kısa dönemde anlamlı bir ilişki bulunmadığını gösermekedir. Yabancı işlem hacmi değişkeninin kasayısı poziif işareli ancak isaisiksel olarak anlamsız çıkmışır. Bu sonuç kısa dönemli fiya

İMKB de Yabancı İşlemleri ve Hisse Senedi Geirileri İlişkisi 263 isikrarsızlıklarının yabancılardan kaynaklandığı görüşünü deseklememekedir. Bu sonuç, Adabag ve Ornelas (2004) ın çalışmasında elde edilen bulgular ile uarlıdır. 5. Sonuç Bu çalışmada hisse senedi piyasasında yabancı işlemlerin hisse senedi geirileri ile ilişkisi oraya konulmaya çalışmışır. Bu amaçla, İMKB üm endeksinde yabancı banka/aracı kurum veya şahıs nam ve hesabına gerçekleşirilen işlemlerin oplam hacminin İMKB üm endeksinin oplam işlem hacmine oranı ve İMKB üm endeksinin kapanış fiyalarının logarimik değerleri kullanılmışır. Bu değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki Pesaran ve diğerleri (2001) arafından gelişirilen sınır esi ve ARDL modelleri yardımıyla incelenmişir. Elde edilen es sonuçlarına göre, yabancı işlem hacmi ile hisse senedi geirileri arasında uzun dönemde poziif bir ilişki bulunmuşur. Ancak kısa dönemli sonuçlar aynı ilişkinin varlığını deseklememekedir. Yabancı yaırımcılar arafından gerçekleşirilen görece uzun vadeli porföy yaırımlarına ai işlemler, hisse senedi fiyaları üzerinde ekili olmakadır. Bu durum yabancıların İMKB deki payının büyük olmasından kaynaklanmakadır. Bu sonuç, İMKB de abanın genişlemesi (base broadening) hipoezinin uzun dönemde geçerli olduğunu gösermekedir. Bu sonuca göre, varsayılanın aksine İMKB de kısa vadeli sıcak paranın fiyalar üzerinde büyük bir ekisi bulunmadığı oraya konulmuşur. Ancak görece uzun vadeli porföy yaırımlarının yaırımcı abanını genişlemek yoluyla algılanan likidie riskini dolayısıyla beklenen geirileri azalıcı yani fiyaları arırıcı bir ekisi bulunduğu görülmüşür. O halde yabancı işlemlerinin yönü, İMKB de uzun dönemde yapılacak olan fiya ahminlerinde yardımcı bir göserge olarak kullanılabilir. Referanslar ADABAG, M.C., ORNELAS, J.R.H. (2004). Behavior and effecs of foreign invesors on Isanbul Sock Exchange. SSRN Working Paper Series, No. 656442. ALLEN, F., GALE, D. (1991). Limied marke paricipaion and he volailiy of asse prices. American Economic Review, 84, 933-955. ss. CLARK, J., BERKO, E. (1997). Foreign invesmen flucuaions and emerging marke sock reurns: he case of Mexico. Federal Reserve Bank of New York Saff Repors, 24. COMISKEY, E.E., WALKLING, R.A., WEEKS, M. (1987). Dispersion of expecaions and rading volume. Journal of Business Finance and Accouning, 14 (2), 229-239. ss. COPELAND, T. (1976). A model of asse rading under he assumpion of sequenial informaion arrival. Journal of Finance, 31 (4), 1149-1168. ss. DICKEY, D., FULLER, W. (1979). Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of American Saisical Associaion, 74 (2), 427-431. ss. ENGEL, R.F., GRANGER, C.W.J. (1987). Co-Inegraion and error correcion represenaion, esimaion and esing. Economerica, 55 (2), 251-276. ss. ERRUNZA, V., LOSQ, E. (1989). Capial flow conrols, inernaional asse pricing and invesors welfare: a muli-counry framework. Journal of Finance, 44 (4), 1025-1037. ss. FRENCH, K.R., POTERBA, J.M. (1991). Invesor diversificaion and inernaional equiy markes. American Economic Review, 81, 222-226. ss. HARGIS, K. (1995). The inernaionalizaion of emerging equiy markes: Domesic marke developmen or reardaion?. Universiy of Illinois Working Paper Series. HARIS, L., GUREL, E. (1986). The price and volume effecs associaed wih changes in he S&P500 lis: New evidence for he exisance of price pressures, Journal of Finance, 41(4), 815-829. ss.

264 H. Aydın OKUYAN, Erman ERBAYKAL HIEMSTRA, C., JONES, J.D. (1994). Tesing for linear and nonlinear casualiy in he sock price volume relaion. Journal of Finance, 49 (5), 1639-1665. ss. JENNINGS, R., STARKS, L., FELLINGHAM, J. (1981). An equilibrum model of asse rading wih sequenial ınformaion arrival. Journal of Finance, 36 (1), 143-161. ss. JOHANSEN, S. (1988). Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, 12 (2/3), 231-254. ss. JOHANSEN, S., JUSELIUS, K. (1990). Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion - wih applicaions o he demand for money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52 (2), 169-210. ss. LEWIS, K.K. (1994). Puzzles in inernaional financial markes. Universiy of Pennysylvania Working Paper Series. MERTON, R.C. (1987). A simple model of capial marke equilibrum wih incomplee informaion. Journal of Finance, 42 (3), 483-510. ss. OSBORNE, M. (1959). Brownian moion in he sock marke. Operaions Research, 7 (2), 145-173. ss. PAGANO, M. (1989). Endogenous marke hinness and sock price volailiy. Review of Economic Sudies, 56, 269-287. ss. PESARAN, M. H., SHIN, Y., SMITH, R.J. (2001). bounds esing approaches o he analysis of level relaionships. Journal of Applied Economerics, 16, 289-326. ss. PHILLIPS, P.C.B., PERRON, P. (1988). Tesing for a uni roo in ime series. regression, Biomèrika, 75 (2), 336-346. ss. RICHARDSON G., SEFCIK, S.E., THOMPSON, R. (1986). A es of dividend irrelevance using volume reacion o a change in dividend policy. Journal Financial Economics, 17 (2), 313-333. ss. ROGALSKI, R. J. (1978). The dependence of prices and volume. Review of Economics and Saisics, 60 (2), 268-274. ss. STULZ, R.M. (1995). Inernaional porfolio choice and asse pricing: an inegraive survey. NBER Working Paper Series, No. 4645. TABAK, B.M. (2003). The random walk hypohesis and he behavior of foreign capial porfolio flows: he Brazilian Sock Marke case. Applied Financial Economics, 13 (5), 369-378. ss. TESAR, L.L., WERNER, I.M. (1995). Home bias and high urnover. Journal of Inernaional Money And Finance, 14, 467-492. ss. WARTHER, V.A. (1995). Aggregae muual fund flows and securiy reurns. Journal of Financial Economics, 39, 209-235. ss. WOOD, R.A., INISH, T.H.M., ORD, J.K. (1985). An invesigaions of ransacions daa for NYSE socks. Journal of Finance, 40 (3) 723-739. ss. YING, C.C. (1966). Sock marke prices and volumes of sales. Economerica, 34 (3), 676-686. ss.