Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının İMKB performansı üzerindeki ekisini araşırmakır. Çalışmada borsa performansı gösergesi olarak işlem hacmi, piyasa değeri, işlem mikarı, sözleşme sayısı, işlem gören şirke sayısı ve endeks değeri kullanılmışır. Enflasyon gösergesi olarak ise TÜFE alınmışır. Çalışma, Johansen-Juselius Koenegrasyon Tesi (JJ) aracılığıyla oluşurulan Haa Düzelme Modeli (ECM) ile enflasyonun 1995: 01-2003: 06 dönemindeki borsa performansı üzerindeki kısa dönem dinamikleri dikkae alınarak uzun dönem ekisine yönelik bazı ampirik bulgular oraya koymakadır. Anahar Kelimeler: Borsa performansı, Enflasyon, Koenegrasyon, ECM 1. Giriş Gelişen birçok ekonomide olduğu gibi, Türk ekonomisi için de enflasyonun konrol alına alınması ekonomik gelişme için ana hedef halini almışır. Gelişen ekonomilerde enflasyonla mücadelede önemli adımlar aılmış olmasına rağmen, Türkiye de son aylardaki düşme rendi hariç, önemli bir başarı sağlanamamışır. Enflasyonun uygulanan ekonomik programlar yanı sıra, borsa performansını da olumsuz ekilediği varsayımıyla bu çalışmada, enflasyon rendinin borsa performansı üzerindeki ekisi incelenmeye çalışılmakadır. Teorik olarak genel fiya seviyesindeki arış olarak ifade edilen enflasyon, hisse senedi fiyalarını aynı doğruluda ekilemekedir. Enflasyon oranındaki arış milli paranın değerini düşüreceğinden hisse senelerinin fiyaında bir arış olacakır. Bu bakış açısı ile, eoride enflasyon ile hisse senedi fiyaları arasında poziif yönlü bir i- lişki beklenir. Ancak yapılan pek çok ampirik çalışmada bu kanılanamamış olduğu gibi eorinin aksi yönünde sonuçlar oraya konulmuşur (Linner, 1975; Bodie, 1976; * Doç. Dr. Osman Karamusafa Karadeniz Teknik Üniversiesi, Rize MYO nda öğreim üyesidir. ** Ayku Karakaya Karadeniz Teknik Üniversiesi, İşleme Bölümü nde araşırma görevlisidir.
24 Osman Karamusafa, Ayku Karakaya Jaffe ve Mandelker, 1976; Nelson, 1976; Fama ve Schwer, 1977; Fama, 1981; Feldsein, 1982; Gülekin, 1983; Dokko and Edelsein, 1987; Barnes vd., 1999). Chen vd. (1986), beklenen ve beklenmeyen enflasyon bileşenlerinin hisse senedi fiyaları üzerinde negaif yönlü ve anlamlı bir ilişkinin olduğunu oraya koymuşur. 1958-1984 dönemi aylık veriler üzerinden gerçekleşirilen buna benzer bir çalışmada da yine aynı yönde bulgulara ulaşılmışır (Chen ve Jordan, 1993). Uzun ve kısa dönemin birlike ele alındığı Boudoukh ve Richardson ın (1993) Amerika ve İngilere verileri üzerindeki çalışmasında, bir yıllık kısa dönem için enflasyon oranı ile hisse senedi geirileri arasında negaif ilişki görülürken, beş yıllık uzun dönemde bu ilişkinin poziif yönlü olduğu oraya konmuşur. Benzer yönlü bir ilişki aynı yazarların başka bir çalışmasında da vurgulanmışır (Boudoukh vd., 1994). Danimarka ve Amerika verileri üzerinde Engsed ve Tanggaard in (2002) gerçekleşirdikleri çalışmada, ülkeler arasında enflasyon oranları-hisse senedi geirisi ilişkilerinde farklılıklar oraya konmuşur. Buna göre, Danimarka için beklenen enflasyon ile beklenen hisse senedi geirileri arasında uzun dönemde ers yönlü ilişki söz konusu iken, bu ilişkinin kısa dönemde görülmediği, Amerika için ise enflasyon ve beklenen geiri arasında uzun dönemde poziif yönlü faka oldukça zayıf bir ilişki olduğu oraya konmuşur. Çoğu Amerikan ve İngiliz piyasalarında gerçekleşirilen bu çalışmalar sonucunda gelişmiş piyasalarda enflasyon oranları ile hisse senedi fiyaları arasında ers yönlü ilişkinin varlığı oraya konmuşur. Avrupa piyasalarında gerçekleşirilen çalışmalarda yine enflasyonun borsa hisse seneleri fiyaı üzerinde ers yönlü ekisinin olduğu espi edilmişir (Asprem, 1989; Wasserfallen, 1989). 1978-1989 dönemi için İalya verileri üzerinde yapılan çalışma sonuçları, enflasyondaki arışın hisse senedi fiyalarını olumsuz ekilediğini oraya koymuşur (Boazzil ve Corradi, 1991). McCarhy, Najand, Seifer (1990) arafından Amerika, İngilere ve Almanya verileri üzerinde gerçekleşirilen çalışmada, lieraürdeki diğer çalışmalara benzer şekilde enflasyon ile hisse senedi geirileri arasında negaif yönlü ilişki espi edilmişir. Gelişmeke olan piyasalar üzerinde yapılan çalışmalarda da benzer sonuçlar elde edilmişir (Erb vd. 1995). Türkiye de 1990-2002 dönemi için enflasyonun hisse senedi geirileri üzerindeki ers yönlü ekisinin ele alındığı çalışmada, söz konusu ekinin beklenmeyen enflasyondan kaynaklandığı oraya konmuşur (Karamusafa ve Duman, 2003). Khil ve Lee nin (2000), Amerika ve 10 Asya ülkesi (Avusralya, Hong Kong, Endonezya, Japonya, Kore, Malezya, Filipinler, Singapur, Tayvan ve Tayland) üzerinde 1970-1997 dönemi için gerçekleşirdikleri çalışmada, Malezya hariç üm ülkelerde enflasyon oranları ile hisse senedi geirileri arasında negaif yönlü bir ilişki be-
Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi 25 lirlemişlerdir. Choudhry (2001), 1980 ve 1990 lı yıllarda yüksek enflasyonun yaşandığı Arjanin, Şili, Meksika ve Venezüella verilerine dayanarak enflasyon ve hisse senedi geirileri üzerinde gerçekleşirdiği çalışmasında, kısa dönemde poziif yönlü anlamlı bir ilişkinin olduğunu oraya koymuşur. Ancak reel geiri ve beklenen enflasyon arasında ise kısa dönem açısından negaif yönlü bir ilişki espi emişir. Reel geiri ve enflasyon arasındaki ers yönlü ilişki Hindisan verilerinde de görülmüşür (Charah, Ramchander ve Song, 1996). Lieraürdeki birçok çalışma enflasyon oranı ile hisse senedi fiyaı veya geirileri üzerinde yoğunlaşmış olmasına rağmen, enflasyon rendinin işlem hacmi, işlem mikarı gibi performans krierlerine ekisi zayıf düzeydedir. Omran ve Poinon (2001), Mısır piyasasında 1980-1998 dönemi yıllık verileri üzerinden gerçekleşirdikleri çalışmada enflasyon oranlarının borsa akiviesi ve likidiesi üzerinde negaif ekisi olduğunu oraya koymuşlardır. Bu çalışmada 1995: 01-2003: 06 dönemi, aylık veriler üzerinden ele alınan borsa performans krierlerinin enflasyon rendinden nasıl ekilendiği araşırılmakadır. 2. Hipoezler ve Veri Sei Çalışmada borsa performansı gösergesi olarak alı değişken kullanılmışır. Tamamı logarimik dönüşümlü olmak üzere kullanılan değişkenler şunlardır: işlem hacmi: (X1), piyasa değeri: (X2), İMKB-100 endeksi: (X3), işlem mikarı: (X4), sözleşme sayısı: (X5) ve işlem gören şirke sayısı: (X6). Enflasyon gösergesi olarak ise, TÜFE (Y) değerleri kullanılmışır. Enflasyonun arması borsa performansını olumsuz yönde ekiler yönündeki çalışmanın ana hipoezi alı başlık alında oplanmışır. Hipoez 1: Enflasyonun azalması, işlem hacmini arırır. Hipoez 2: Enflasyonun azalması, piyasa değerini arırır. Hipoez 3: Enflasyonun azalması, borsa endeksini arırır. Hipoez 4: Enflasyonun azalması, işlem mikarını arırır. Hipoez 5: Enflasyonun azalması, sözleşme mikarını arırır. Hipoez 6: Enflasyonun azalması, borsada işlem gören şirke sayısını arırır Hipoezleri es emek için kullanılacak verilerin amamının aylık olarak sunulmaya başlandığı 1995 yılı çalışmanın başlangıcıdır. Bu doğruluda, çalışmanın veri sei 1995: 01-2003: 06 dönemine ilişkin aylık verilerden oluşmakadır. Veri sei İMKB ve TCMB'nın elekronik veri dağıım siseminde elde edilmişir. 3. Meodoloji Zaman serilerinin analizinde uzun ve kısa dönem arasındaki ilişkileri birlike ele a-
26 Osman Karamusafa, Ayku Karakaya lan çalışmalar genellikle bir haa düzelme modeli (ECM) ile oluşurmakadır (Engel ve Granger 1987). ECM modelinin emeli, oluşurulan bir zaman serisi modelinin kısa dönem dinamiklerini, haa düzelme erimi aracılığıyla uzun dönem ilişkisini de dikkae alarak analizine dayanmakadır. Modelin oluşurulabilmesi için, ilk önce ele alınan değişkenlerin durağan olduğu seviyelerin belirlenmesi gerekmekedir (Dickey ve Fuller 1979). Bir zaman serisinin, oralamasıyla varyansı zaman içinde değişmiyor ve iki dönem arasındaki orak varyansı, bu orak varyansın hesaplandığı döneme değil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı ise durağandır (Gujarai 1999: 713). Oralaması, varyansı ve orak varyansı sırasıyla Denklem 1 deki gibi olan bir Y zaman serisi eğer durağan ise, ele alınan zaman boyuu içerisinde bu üç değer ne zaman ölçülürse ölçülsün aynı olacakır. E( Y ) = µ 2 2 var( Y ) = E( Y µ ) = σ γ = E k [( Y µ )( Y µ )] + k (1) Durağanlık şarlarını sağlamaksızın serilerin denklemlere konulması, gerçeke olmayan ilişkilerin varmış gibi görünmesine neden olur (Granger, Newbold, 1974). Bu doğruluda çalışmada kullanılan serilerin durağanlık sınaması esleri Dickey- Fuller (1979; 1981) arafından gelişirilen Genişleilmiş Dickey-Fuller (ADF) esi ile yapılmışır. Bu esi uygulayabilmek için, çalışmada kullanılan her seri için (2) nolu regresyon denklemine göre ahmin yapılmışır. Y = α + γtrend + ρy + k + δ Y ε (2) 1 i i i = 1 Denklemde devresel farkı belirmeke olup Y = (Y -Y -1 ) dir. Modeldeki α, sabi erimi, Trend zaman yada genel eğilim değişkenini, ε ise, modelin kalınılarını vermekedir. ADF esinin sağlıklı sonuç vermesi, ahmin edilen regresyon denkleminin ardışık bağımlılık probleminden arındırılmasına bağlıdır. Bu denklemde ardışık bağımlılık probleminin giderilmesi, bağımlı değişkenin birinci devresel farkının k dönemlik gecikmesinin açıklayıcı değişken olarak modele dahil edilmesini gerekli kılmakadır. Denklemde k olarak ifade edilen gecikme uzunluğu, Akaike (1969) arafından gelişirilen AIC (Akaike Informaion Crierion) yönemi kullanılarak espi edilmişir. ADF esi, yukarıda ahmin edilen regresyon denkleminde ρ=0 olup olmadığını es eder. H 0 hipoezi (ρ=0) reddediliyor ise, Y değişkeninin orijinal seviyesinde durağan olduğu, H 0 hipoezinin kabulünde ise, durağan olmadığı belirlenmiş olmakadır. Orijinal seviyede durağan olmayan bir zaman serisinin durağanlığı bulununcaya kadar birinci, ikinci ve gerekiyorsa üçüncü devresel farkları için bu işlemler yine-
Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi 27 lenmekedir. Gecikme uzunlukları belirlenen denklemlerin ADF- isaisiği McKinnon (1990) kriik değerleri ile karşılaşırılarak, değişkenin es edilen seviyede durağan olup olmadığı belirlenir. Tablo 1, çalışmadaki değişkenlerin durağanlık seviyelerine ilişkin genişleilmiş Dickey-Fuller birim kök es sonuçlarını sunmakadır. 1 Çalışmada kullanılan değişkenlerin kendi düzeylerindeki birim kök sonuçları X5 (Sözleşme sayısı) için rendsiz ve rend içeren model için I(0) olduğu yani durağan olduğunu oraya koymakadır. Tablo sonuçları ayrıca, X4 (İşlem mikarı) için rend içeren ADF denklemi hariç diğer değişkenlerin kendi düzeylerinde durağan olmadığını oraya koymakadır. Birinci devresel farklarına ilişkin birim kök sonuçları incelendiğinde ise ele alınan değişkenlerin amamının I(1) olduğu görülmekedir. Tablo 1 : Piyasa Değişkenleri ve Enflasyon Oranının Genişleilmiş Dickey-Fuller Birim Kök Tes Sonuçları ADF- isaisiği (Düzey) ADF- isaisiği (Birinci Fark) Değişken* Trendsiz Trendli Trendsiz Trendli X1 (2) (1) -1.4327 [-2.8906] -2.5700 [-3.4552] -9.8213 [-2.8906] -9.8068 [-3.4552] X2 (1) (1) -1.9960 [-2.8903] -1.3413 [-3.4548] -7.5632 [-2.8906] -7.7601 [-3.4552] X3 (1) (1) -1.9750 [-2.8903] -1.5326 [-3.4548] -7.3276 [-2.8906] -7.4660 [-3.4552] X4 (1) (5) -1.0386 [-2.8903] -4.6812 [-3.4548] -6.3654 [-2.8918] - X5 (1) (1) -3.4870 [-2.8903] -5.3284 [-3.4548] - - X6 (12) (1) -1.6322 [-2.8939] -2.1142 [-3.4602] -6.8575 [-2.8906] -6.8260 [-3.4552] y (12) (1) -1.9552 [-2.8939].46177 [-3.4602] -5.1907 [-2.8906] -6.5519 [-3.4552] * Paranez içi değerlerin ilki değişkenlerin kendi düzeylerindeki, ikincisi ise birinci devresel farklarındaki gecikme uzunluklarını gösermekedir. ** Köşeli paranez değerleri % 95 düzeyindeki McKinnon kriik değerleridir. Tablo 1 deki sonuçlar X5 değişkeni hariç diğer değişkenlerin uzun dönemde y ile lineer birlikeliği aşıyıp aşımadığının esine imkan sağlamakadır. Çalışmada enflasyonun borsa performansı üzerindeki uzun dönem ilişkisini belirlemek için Johansen-Juselius (1990) arafından gelişirilen koenegrasyon esi kullanılmışır. Johansen-Juselius (JJ) koenegrasyon ekniği, durağan olmayan serilerin farkları ile seviyelerini içeren VAR (Vecor Auo Regression-Vekör Ardışık Bağımlı) ahmi- 1 Birim Kök Tesi ve çalışmada kullanılan diğer ekomomerik çözümler için, RATS 4.20 ve Microfi 3.0 programları kullanılmışır.
28 Osman Karamusafa, Ayku Karakaya ninden oluşur. Seviyelerinde durağan olmayan iki seri (X ve Y) düşünülsün. Bu durumda, Z, X ve Y serilerini içeren bir vekör olmak kaydıyla, JJ ahmini için oluşurulan VAR modeli (3) nolu denklemde görüldüğü gibi olacakır: Z = Γ Z +... + Γ Z + ΠZ + ε (3) 1 1 k 1 k + 1 k Burada; Γ i, (i = 1, 2,..., k-1) Z vekörünün birinci farkının gecikmelerini ifade eden değişkenlerin paramereler marisini; Π, değişkenlerin seviyelerine ilişkin paramere marisini ve ε de VAR modelinin kalını değerlerini ifade emekedir. ΠZ marisi, Z veköründe yer alan değişkenlerin seviyelerine ilişkin doğrusal kombinasyonlar içerdiğinden, bu marise bakarak modelin uzun dönem özellikleri hususunda bilgi edinmek mümkündür. VAR modelindeki gecikme dönem sayısının espiinde Akaike Bilgi Krieri kullanılmışır. 2 Aralarında uzun dönem ilişkisi aranan değişkenler arasındaki koenegrasyon ilişkileri, iki es isaisiği yardımıyla değerlendirilmişir. Bunlardan biri İz, diğeri Maksimum Özdeğer Tes isaisiğidir. İz esi, Π marisinin (değişkenlerin seviye değerlerini içeren vekörün kasayılar marisinin) rankını inceler ve maris rankının r ye eşi ya da r den küçük olduğunu ifade eden H 0 hipoezini es eder. 3 Maksimum özdeğer es isaisiği ise, koenegre vekörün r olduğunu ifade eden H 0 hipoezini, r+1 olduğunu ifade eden alernaifine karşı es eder. Her iki es isaisiğinin kriik değerleri, Johansen ve Juselius (1990) arafından verilmişir. Eğer Π marisinin rankı sıfır ise, Z marisini oluşuran değişkenlerin birbirleriyle koenegre olmadıkları yani uzun dönemde birlike hareke emedikleri sonucuna ulaşılır. Aynı marisin rankı en az bir ise, Z marisindeki iki değişkenin uzun dönemde birlike hareke eikleri sonucu elde edilir. Aralarında bir ade koenegre ilişki olan iki değişken için uzun dönem ilişki 4 nolu denklemdeki gibi olacakır. Denklemde X ve Y bağımlı ve açıklayıcı değişkenleri, β değişkenlere ai paramereleri, ε ise modelin haa erimlerini ifade emekedir. β X β + ε 0 (4) + Y = 1 2 JJ koenegre vekörün haa erimleri bir gecikme ile açıklayıcı değişken olarak konulduğu 5 nolu denklem ise, kısa dönem dinamikleri de dikkae alan uzun dönemli ilişkiyi oraya koyan Haa Düzelme Modeli ni (ECM) oluşurmakadır. Χ n m = α + α Χ + α Υ + α e + ε 1 11 i 12 j y 1 1 i= 1 j= 1 (5) Buradaki (dela) değişkenlerin durağan oldukları seviyelerine ilişkin olarak birin- 2 Akaike Bilgi Krierinin uyarlanmış şekli AIC = T log Σ + 2N formülü ile göserilebilir. Burada; Σ, haa erimleri kovaryans marisinin deerminanını, T, gözlem sayısını ve N de ahmin edilen denklemlerdeki oplam paramere sayısını gösermekedir. 3 r koenegrasyon vekör sayısıdır.
Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi 29 ci devresel farkı ifade emekedir. Modelin bağımsız değişkenleri X, Y ve ε sırasıyla ooregresif değişken, enflasyon ve 3 nolu denklemin haa erimleri serisinin bir gecikmesini ifade emekedir. 3. Analiz Sonuçları Tablo 2 de, enflasyonun borsa performansı üzerindeki uzun dönem ilişkilerini oraya koyan Johansen-Juselius koenegrasyon esi sonuçları göserilmişir. Tabloda enflasyonun sırasıyla işlem hacmi, piyasa değeri, endeks, işlem mikarı ve işlem gören şirke sayısı ile uzun dönem koenegre vekör sayısı esleri ve vekörel ilişkileri ayrı ayrı oraya konmuşur. İz esi (Trace Tes) ve Maksimum Özdeğer Tesi (Max. Eigenvalue) enflasyon ile borsa performansı gösergelerinin uzun dönemde doğrusal birlikeliğinin olduğunu oraya koymakadır. Vekörel ilişkiler analiz edildiğinde ise enflasyonun ele alınan borsa performans krierleri ile uzun dönemde doğrusal birlikeliğinin olduğu görülmekedir. Tablo 2 : Johansen-Juselius Koenegrasyon Tes Sonuçları ( β X β Y 0 ) + = 1 2 Vekör 1 (İşlem Hacmi Enflasyon) X1-1 y 1.0944 VAR modelinin maksimum gecikme uzunluğu (AIC): 2 Koenegre Vekör Sayısı Tesi Hipoezler Maximal Eigenvalue Hipoezler Trace Tes H 0 : r=0, H a : r=1 16.9366 [14.9000] H 0 : r=0, H a : r 1 24.8823 [17.9530] H 0 : r 1, H a : r=2 7.9457 [8.1760] H 0 : r 1, H a : r=2 7.9457 [8.1760] Vekör 1 (Piyasa Değeri Enflasyon) X2-1 y 20.2964 VAR modelinin maksimum gecikme uzunluğu (AIC): 1 Koenegre Vekör Sayısı Tesi Hipoezler Maximal Eigenvalue Hipoezler Trace Tes H 0 : r=0, H a : r=1 22.4327 [14.9000] H 0 : r=0, H a : r 1 26.9941 [17.9530] H 0 : r 1, H a : r=2 4.5614 [8.1760] H 0 : r 1, H a : r=2 4.5614 [8.1760] Vekör 1 (Endeks Enflasyon) X3-1 y -39.4157
30 Osman Karamusafa, Ayku Karakaya Tablo 2 (Devam) VAR modelinin maksimum gecikme uzunluğu (AIC): 1 Koenegre Vekör Sayısı Tesi Hipoezler Maximal Eigenvalue Hipoezler Trace Tes H 0 : r=0, H a : r=1 22.3059 [14.9000] H 0 : r=0, H a : r 1 26.6760 [17.9530] H 0 : r 1, H a : r=2 4.3701 [8.1760] H 0 : r 1, H a : r=2 4.3701 [8.1760] Vekör 1 (İşlem Mikarı Enflasyon) X4-1 y 1.4152 VAR modelinin maksimum gecikme uzunluğu (AIC): 2 Koenegre Vekör Sayısı Tesi Hipoezler Maximal Eigenvalue Hipoezler Trace Tes H 0 : r=0, H a : r=1 21.9418 [14.9000] H 0 : r=0, H a : r 1 29.9007 [17.9530] H 0 : r 1, H a : r=2 7.9589 [8.1760] H 0 : r 1, H a : r=2 7.9589 [8.1760] Vekör 1 (İşlem Gören Şirke Sayısı Enflasyon) X6-1 y -1.1725 VAR modelinin maksimum gecikme uzunluğu (AIC): 1 Koenegre Vekör Sayısı Tesi Hipoezler Maximal Eigenvalue Hipoezler Trace Tes H 0 : r=0, H a : r=1 22.4894 [14.9000] H 0 : r=0, H a : r 1 27.6633 [17.9530] H 0 : r 1, H a : r=2 5.1739 [8.1760] H 0 : r 1, H a : r=2 5.1739 [8.1760] Nolar: (1) Paranez içi değerler %5 düzeyindeki kriik değerlerdir. (2) Oluşurulan VAR modellerinin maksimum gecikme uzunlukları Akaike Bilgi Krieri (AIC) ni minimum yapan değer ile belirlenmişir. (3) r koenegre vekör sayısıdır. JJ koenegre denklemlerinden elde edilen haa erimlerinin bir dönem gecikmeleri açıklayıcı değişken olarak konulan Haa Düzelme Modeli (ECM) sonuçları Tablo 3 de özelenmişir. Model, enflasyonun borsa performansı üzerindeki kısa ve uzun dönem ilişkisini birlike sunmakadır. Modelin opimum gecikme uzunluğu Akaike Bilgi Krieri ile belirlenmişir. VAR modelinin kasayıları ve F esi ile oraya konmuş ve gecikmelerin borsa performansı üzerindeki ekisi belirlenmeye çalışılmışır. F değerleri işlem hacmi, işlem mikarı ve şirke sayısı ile koşulan regresyon modellerinin anlamlı olduğunu oraya koymakadır.
Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi 31 Tablo 3 : Haa Düzelme Modeli (Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi) Performans Gösergeleri ( X) İşlem Hacmi Piyasa Değeri Endeks İşlem Mikarı Şirke Sayısı C 2.487 (2.634)* -.003 (-.045) -.030 (-.332) 1.678 (2.235)**.002 (.027) ECM -1 -.254 (-2.71)***.000 (.240).000 (.008) -.351 (-2.182)** -.000 (-.070) X -1 -.186 (-1.634)* -.095 (-.892) -.0710 (-.683) -.242 (-1.433).015 (.146) X -2 -.164 (-1.645)* - - -.338 (-2.100)**.003 (.031) y -1 4.595 (2.104)**.324 (.305).731 (.666) 1.863 (.942).351 (-.070) y -2-1.868 1.815 - - (1.765)* (1.681)* R 2.224.065.067.364.241 F (Sig) 6.835*** 1.634 1.660 4.580*** 1.635* Nolar: (1) ***, ** ve * sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyinde anlamlı, (2) Paramere kasayıları alındaki paranez değerler isaisikleridir. (3) VAR modelinin gecikme uzunlukları AIC ile belirlenmişir. Tablo 3 eki değerler enflasyonun işlem hacmi ve işlem mikarı üzerinde % 1 ve % 5 düzeyinde anlamlı ilişkisi olduğunu oraya koymakadır. Haa eriminin negaif ve anlamlı kasayısı enflasyon rendinin uzun dönemde işlem hacmi ve işlem mikarı üzerinde olumsuz ekisini oraya koymakadır. Uygulanan bir kısılı regresyon çözümlemesi ile değişkenler arasındaki kısa dönem ilişkisi oraya konmuşur. Haa düzelme modelinde es edilen sıfır hipoezi; H 0 : α y = α 11 (i) =α 12 (j) =0 (i=1...n ve j= 1...m) dir. F esi 4 sonuçları işlem hacmi (F=17.350; p=.000) ve şirke sayısı (F=22.933; 4 Tes, kısısız regresyon denklemlerindeki bazı değişkenin modelde sabi uulmak sureiyle aşağıdaki gibi hesaplanan F değeri ile, hariç uulan değişkenlerin modele olan kakısının anlamlılık düzeyi oraya konmakadır (Griffihs vd. 1993:381).
32 Osman Karamusafa, Ayku Karakaya p=.000) için kısısız modelin anlamlı olduğunu, piyasa değeri (F=3.078; p=.08), endeks (F=2.876; p=.09) ve işlem mikarı (F=.002; p=.961) için ise kısılı modelin geçerli olduğunu oraya koymuşur. F esi sonuçlarına göre Tablo 3 deki kısa dönem değişkenler arası ilişkiler incelendiğinde, enflasyonun bir dönemlik gecikmesinin % 5 anlamlılık düzeyinde işlem hacmi üzerinde poziif yönlü bir ekisinin olduğu, bu ekinin uzun dönemde kaybolduğu görülmekedir. İşlem hacminin aynı zamanda bir ve iki dönem gecikmiş değerlerinden de düşük anlamlılık düzeyinde ekilendiği oraya çıkmışır. Enflasyonun işlem gören şirke sayısı üzerindeki ekisini oraya koyan haa düzelme modeli anlamlı olmasına rağmen (F=1.635; p<.10), model gerek kısa gerekse uzun dönemde enflasyonun anlamlı ekisini göserememişir. Tablo 3 eki ikinci anlamlı model enflasyonun işlem mikarı üzerindeki ekisini oraya koymakadır. 0.351 (=-2.182; p<.05) kasayısı uzun dönemde enflasyon ile işlem mikarı arasında ers yönlü ve anlamlı bir ilişki olduğunu oraya koymakadır. Ancak y -1 kasayısının anlamsız olması kısa dönem dinamikleri açısından bir ilişki oraya koyamamakadır. 4. Sonuç Enflasyon oranı ile borsa performansı arasındaki uzun ve kısa dönem ilişkilerinin incelendiği bu çalışmada, lieraürdeki uzun dönemdeki ers yönlü anlamlı ilişkinin Türk hisse senedi piyasası açısından da kısmen geçerli olduğu sonucuna varılmışır. Bu doğruluda enflasyonun kısa ve uzun dönem ilişkilerinin birlike ele alındığı haa düzelme modelinde işlem hacmi ve işlem mikarı üzerinde ers yönlü ekisinin olduğu oraya konmuşur. Ancak kısa dönem ilişkiler ele alındığında, enflasyonun işlem hacmi ile poziif yönlü ilişkisinin olduğu, işlem mikarı üzerinde ise herhangi bir ekisinin olmadığı görülmüşür. İşlem gören şirke sayısı açısından ise, uzun ve kısa dönemde enflasyon rendinin ekili olmadığı çalışmadan elde edilen diğer bir sonuçur. Çalışmada kullanılan İMKB-100 endeksi değeri ve piyasa değeri ile oluşurulan EC modelleri isaisik olarak anlamsız bulunmuşur. ( SSE R SSU U ) / J F = SSE /( T K) U Formüldeki SSE R kısılı modelin haa erimleri karelerini, SSU U Kısısız modelin haa erimleri karelerini, J kısılı modeldeki lineer denklem sayısını, T oplam gözlem sayısını ve K ise kısısız modeldeki oplam paramere sayısını ifade emekedir. Eğer hesaplanan F değerinin anlamlılık düzeyi 0.05'den düşük ise, kısılı modelin ercih edilmemesi gerekiğini oraya koymakadır
Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi 33 The Effec of Inflaion on Sock-Exchange Performance Absrac : This sudy aims is o search he effecs of inflaion rae on İMKB performance. In he sudy ransacion volume, marke value, agreemen number, ransaced firm number and index values are used o indicae sock-exchange performance. For inflaion indicaor TÜFE is used. Sudy, uses he Error Correcing Model (ECM) which is creaed by he Johnson-Juselius Co-inegraion Model (JJ) o show he empiric findings on he long erm effecs of inflaion considering he shor erm dynamics, by he inflaions 1995: 01 2003: 06 erm effecs on sock-exchange performance. Key Words : Sock-exchange Performance, Inflaion, Co-inegraion, ECM Kaynakça Akaike, H. (1969). Fiing Auo Regressions for Predicions. Annals of he Insiue Saisical Mahemaics (21): 243-247. Asprem, M. (1989). Sock Prices, Asse Porfolios and Macroeconomic Variables in Ten European Counries. Journal of Banking and Finance (13): 589-612. Barnes, M., J. H. Boyd, B. D. Smih (1999). Inflaion and Asse Reurns. European Economic Review (43): 737 754. Bodie, Z. (1976). Common Socks as a Hedge agains Inflaion. The Journal of Finance (31): 459-470. Boazzil, L. and V. Corradi (1991). Analyzing he Risk Premium in he Ialian Sock Marke: ARCH-M Models vs. Non-parameric Models. Applied Economics (23): 335-341. Boudoukh, J. and M. Richardson (1993). Sock Reurns and Inflaion: A Long-horizon Perspecive. American Economic Review (83): 1346-1355. Boudoukh, J., M. Richardson, R. F. Whielaw (1994). Indusry Reurns and Fisher Effec. The Journal of Finance (49): 1595-1615. Charah, A., S. Ramchander, F. Song (1996). Sock Prices, Inflaion and Oupu: Evidence from India. Journal of Asian Economics (7): 237-245. Chen, N., R. Roll, R., S. A. Ross (1986). Economic Force and he Sock Marke. Journal of Business (59): 383-403. Chen, S. and B. D. Jordan (1993). Some Empirical Tess in he Arbirage Pricing Theory: Macro Variables Versus Derived Facors. Journal of Banking and Finance (17): 65-89. Choudhry, T. (2001). Inflaion and Raes of Reurn on Socks: Evidence from High Inflaion Counries. Journal of Inernaional Financial Markes (11): 75-96 Dickey, D. A. and W. A. Fuller (1979). Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Journal of he American Saisical Associaion (74): 427-431.
34 Osman Karamusafa, Ayku Karakaya Dickey, D. A. and W. A. Fuller (1981). Likelihood Raio Saisics and Auoregressive Time Series wih a Uni Roo. Economerica (49): 1057-1072. Dokko, Y. and R. Edelsein (1987). The Empirical Inerrelaionships among The Mundell and Darby Hypohesis and Expeced Sock Marke Reurns. Review of Economics and Saisics (69): 161-166. Engle, R. F. and C. W. J. Granger (1987). Co inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion and Tesing. Economerica (55: 2): 251-76. Engle, R. F. and C. W. J. Granger (1987). Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion and Tesing. Economerica (55): 251-276. Engsed, T. and C. Tanggaard (2002). The Relaion beween Asse Reurns and Inflaion a Shor and Long Horizons. Journal of Inernaional Financial Markes (12): 101-118. Erb, C. B., C. R. Harvey, T. E. Viskana (1995). Inflaion and World Equiy Selecion. Financial Analyss Journal (51): 28-42. Fama, E. F. (1981). Sock Reurns, Real Aciviy, Inflaion, and Money. American Economic Review (71): 545-565. Fama, E. F. and G. W. Schwer (1977). Asse Reurns and Inflaion. Journal of Financial Economics (5): 115-146. Feldsein, M. (1982). Inflaion and he Sock Marke: Reply. American Economic Review (72): 243-246. Granger, C. W. J. and P. Newbold (1974). Spurious in Economerics, Journal of Economics (2): 111-120. Griffihs, W., R. C. Hill, G. G. Judge (1993). Learning and Pracicing Economerics. Singapore: John Wiley and Sons Inc. Gujarai, D. N. (1999). Temel Ekonomeri (Çeviri: Ü Şenesen, G. G. Şenesen), İsanbul: Lieraür. Gulekin, N. B. (1983). Sock Marke Reurns and Inflaion: Evidence from Oher Counries. Journal of Finance (38): 49 65. Jaffe, J. F. and G. Mandelker (1976). (The Fisher Effec for Risky Asses: An Empirical Invesigaion. The Journal of Finance (31): 447-458. Johansen, S. and K. Juselius (1990). Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion wih Applicaions o he Demand for Money. Oxford Bullein of Economics and Saisics (52): 169-210. Karamusafa, O. ve M. Duman (2004). Türkiye de Hisse Senedi Geirileri, Enflasyon ve Reel Üreim İlişkisi, MUFAD (21): 94-100. Karamusafa, O. ve Y. Küçükkale (2002). Hisse Senedi Geirileri ve Makroekonomik Değişkenlerin Koenegrasyon ve Nedensellik İlişkileri. VI. Türkiye Finans Eğiimi Sempozyumu, Ispara: 225-265. Khil, J. and B. S. Lee (2000). Are Common Socks A Good Hedge Agains Inflaion? Evidence from he Pacific-Rim Counries. Pacific-Basin Finance Journal (8): 457 482.
Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi 35 Linner, J. (1975). Inflaion and Securiy Reurns. The Journal of Finance (30): 259-280. MacKinnon, J. G. (1990). Criical Values for Co-inegraion Tess. UC San Diego Discussion Paper, 90-4. McCarhy, J., M. Najand, B. Seifer (1990). Empirical Tes of he Proxy Hypohesis. Financial Review (25): 251-263. Nelson, C. R. (1976). Inflaion and Raes of Reurn on Common Socks. The Journal of Finance (31): 471-483. Omran, M. and J. Poinon (2001). Does he Inflaion Rae Affec he Performance of he Sock Marke? The Case of Egyp. Emerging Markes Review (2): 263-279.
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35