İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI MÖDAV 2009/4 89 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE 1* Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN 2* Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ 3* ÖZET Bu çalışmada, uluslararası çeşilendirme bağlamında İMKB nin seçilen Avrupa Hisse Senedi Piyasaları ile koenegrasyonu ve nedensellik ilişkileri araşırılmışır. Analiz dönemi olarak 30.05.2003 29.05.2009 (1566 gözlem) periyodu ele alınmış ve endekslere ilişkin günlük kapanış fiya serileri kullanılmışır. Serilerin durağanlığı ADF birim kök esi, birlike hareke edebilirliği Johansen koenegrasyon analizi ile araşırılırken piyasalar arasındaki ilişkiler Granger nedensellik esi ile sınanmışır. Araşırma bulguları İMKB nin seçilen Avrupa borsaları ile koenegre olmadığını gösermekedir. Buna göre İMKB nin uluslararası çeşilendirme fırsaları açısından önemli ve fon girişi sağlama poansiyeline sahip bir piyasa olduğu söylenebilir. Anahar Kelimeler: Hisse senedi piyasaları, Uluslararası çeşilendirme, Johansen koenegrasyon analizi, Granger nedensellik esi JEL Kodları: G11, G15 1 * Celal Bayar Üniversiesi, İ.İ.B.F. İşleme Bölümü, Muhasebe-Finansman A.B.D., koray.kayalidere@bayar.edu.r * 2 Celal Bayar Üniversiesi, İ.İ.B.F. İşleme Bölümü, Muhasebe-Finansman A.B.D., sibel.kargin@bayar.edu.r * 3 Celal Bayar Üniversiesi, İ.İ.B.F. İşleme Bölümü, Muhasebe-Finansman A.B.D., huseyin.akas@bayar.edu.r

MÖDAV 2009/4 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ INTERNATIONAL DIVERSIFICATION OPPORTUNITIES BETWEEN ISE AND SELECTED EUROPEAN STOCK MARKETS 90 ABSTRACT This sudy invesigaes he co-inegraion and causal relaions beween Isanbul Sock Exchange and seleced European Sock Markes in regard o inernaional diversificaion of funds. The period of 30.05.2003 29.05.2009 (1566 observaions) was sudied and daily price series relaed o he indexes were used. ADF es was used o invesigae he saionary of he series and Johansen co-inegraion analysis was used o see wheher hey ac conjoinly; he relaions beween markes were invesigaed by Granger causaliy es. The resuls of he sudy indicae ha here is no co-inegraion beween Isanbul Sock Exchange and seleced European Sock Markes. One can conclude ha Isanbul Sock Exchange is an imporan marke for inernaional diversificaion of funds and has he poenial o arac funds. Key Words: Sock Markes, Inernaional diversificaion, Johansen co-inegraion analysis, Granger causaliy es JEL Classificaion Codes: G11, G15 1. GİRİŞ Modern porföy eorisi ile birlike çeşilendirme kavramının bilinen anımının değişiği, porföyü oluşuran finansal varlıklar arası ilişkinin önem ve anlam kazandığı, ve haa modern porföy eorisinin emel bulgusunun çeşilendirme kavramına bakış açısı olduğu ifade edilebilir. Rasyonel yaırımcıdan beklenen modern porföy eorisinin emel bulgusunu ekin bir şekilde kullanmasıdır. Böylece, porföyün çeşilendirilmesiyle azalılan riskin ekisiyle beklenen geiriyi (expeced reurn) arırabilecekir. Gelişmeke olan piyasalar global fakörler yanında kendilerine özgü ülke spesifik fakörlerden de oldukça yoğun ekilenmek-

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI e, dolayısıyla piyasalar arasındaki korelasyon kasayıları düşme eğilimi gösermekedir. Piyasalar arası korelasyonun düşük olması uluslararası çeşilendirme fırsalarından yararlanmak iseyen yaırımcılar için bir fırsaır. Piyasaların birbirinden bağımsız hareke emesi uluslar arası çeşilendirme fırsaı doğurmaka, dolayısıyla farklı ülkelerdeki borsalara yapılan yaırımlar ile porföy riski azalılabilmeke veya oradan kaldırılabilmekedir. Koenegre olmayan piyasalara yaırım yaparak porföyünü iyi bir şekilde çeşilendiren yaırımcı için risk, sisemaik ya da çeşilendirilemeyen risk, bir başka ifadeyle global riske yakınsayacakır. Bu şekilde oluşurulan bir porföyün belirsizliği ise küresel düzeyde üm piyasaları ekileyen orak risk faköründen kaynaklanacakır. MÖDAV 2009/4 91 Birbiriyle uzun dönemli eşbüünleşik bir davranış gösermeyen piyasalar çeşilendirme fırsaları açısından kendileri için birer alernaifken, bu durum söz konusu piyasalara olan fon akışını da ekilemekedir. Dolayısıyla yapılan koenegrasyon analizi piyasanın fon girişi sağlamada cazip bir piyasa olup olmadığı konusunda da görüş sunmakadır. Bu çalışmada genel bir değerlendirmeyle, seçilen piyasalar ile Türk hisse senedi piyasası arasında koenegre bir yapının bulunmadığı, dolayısıyla İMKB nin, uluslararası çeşilendirme fırsalarının değerlendirilmesi açısından cazip ve buna bağlı olarak da fon girişi sağlayabilecek bir dinamizme sahip olduğu söylenebilecekir. 2. LİTERATÜR Koenegrasyon analizinin finans lieraüründe yaygın olarak kullanıldığı alanlardan birisi gelişmeke olan ülke piyasalarının gelişmiş ülke piyasalarına enegrasyon düzeyinin belirlenmesine yönelikir. Öe yandan aynı coğrafyayı paylaşan ülke piyasalarının eşbüünleşme eğilimlerini oraya koymaya çalışan araşırmalar da lieraürde yer bulmakadır. Ng (2002), Asya hisse senedi piyasalarının eşbüünleşme düzeyini araşırmış, Güney Doğu Asya pi-

MÖDAV 2009/4 92 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ yasaları arasında uzun dönemli eşbüünleşik ilişkinin 1988-1997 döneminde geçerli olmadığı, ancak daha sonraki periyoa bu piyasaların daha korele bir davranış gösermeye başladığı sonucuna ulaşmışır. Friedman ve Shachmurove (1997), Avrupa piyasaları arasında korelasyonun yüksek olduğu ve çeşilendirme fırsalarının azaldığı bulgusuna varmışlardır. Masih ve Masih (1999), Amerikan borsasının OECD ve gelişmeke olan Asya piyasaları üzerinde kısa ve uzun dönemde ekili olduğu bulgusuna ulaşırken, Güney Doğu Asya coğrafyasında ise Hong Kong borsasının belirleyici olduğu sonucuna varmışlardır. Meriç ve Meriç (1997), 1987 den sonraki periyoa Avrupa nın büyük piyasaları arasındaki korelasyonun arığını, buna bağlı olarak uluslararası çeşilendirme fırsalarının azaldığını ileri sürmüşlerdir. Gelişmeke olan bir piyasa olarak İMKB nin gelişmiş ve gelişmeke olan piyasalar için riski çeşilendirmede alernaif bir piyasa olup olmadığına ilişkin çalışmalar da lieraürde mevcuur. Genel olarak araşırma bulguları İMKB nin gelişmiş AB ve ABD piyasaları ile koenegrasyonunu henüz sağlayamadığı yönündedir. Dolayısıyla söz konusu bulgular İMKB nin AB ve ABD piyasaları için risken korunma açısından alernaif bir piyasa olduğu şeklinde yorumlanmakadır. Özdemir ve diğ. (2009), S&P500 ile 15 gelişmeke olan piyasa arasındaki dinamik ilişkiyi Granger nedensellik esi ile araşırmışır. Piyasaların işlem görmeye başladıkları arihlerin farklı olması nedeniyle belirli bir arih aralığının değil, piyasaların işlem görmeye başladıkları arihen 2006 ya kadarki periyodun kullanıldığı çalışmada S&P500 den üm gelişmeke olan piyasalara doğru ek yönlü nedensellik espi edilmişir. Bu bulgu lieraürde gelişmeke olan bir piyasadan gelişmiş piyasaya doğru hiç nedensellik ilişkisinin bulunmayışı ile deseklenmişir. Küçükkaya, Amerikan ve Türk hisse senedi piyasaları ara-

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI sındaki ilişkiyi koenegrasyon analizi ile araşırmış ayrıca Toda- Yamamoo yönemiyle Granger nedensellik esi yapmışır. Araşırma bulguları İMKB nin uluslararası çeşilendirmeye dayalı olarak porföy riskini azalmaka kullanılabilecek bir borsa olduğunu gösermekedir. Öe yandan araşırmada Amerikan piyasasından Türk piyasasına doğru ek yönlü nedensellik ilişkisinin çeşilendirme fırsalarını kısılamaka olduğu ifade edilmişir. MÖDAV 2009/4 93 Berumen ve İnce (2005), 1987-2004 döneminde S&P500 geirisinin İMKB üzerindeki ekisini günlük verileri kullanarak SVAR (Srucural Vecor Auoregressive Regression) analizi ile araşırmış, S&P500 geirisinin İMKB geirisini dör güne kadar poziif yönlü ekilediği sonucuna ulaşmışlardır. Erbaykal ve diğ. (2008), 1997-2007 döneminde günlük verileri kullanarak Türkiye, Arjanin ve Brezilya menkul kıymeler piyasaları arasındaki ilişkiyi araşırmışlardır. Johansen koenegrasyon analizine göre üç piyasanın birbiriyle ilişkili ve Bovespa nın İMKB üzerinde en çok ekiye sahip piyasa olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Küçükçolak (2008), Türk, Yunan, İngiliz, Alman ve Fransız menkul kıyme piyasalarının finansal eşbüünleşme düzeyini, günlük kapanış fiya serilerini kullanarak araşırmışır. Johansen koenegrasyon analizi sonuçları, Yunanisan hisse senedi piyasasının Türkiye dışındaki diğer piyasalar ile ko-enegre olduğunu, Türk hisse senedi piyasasının ise hiçbir piyasa ile eş büünleşme eğilimi gösermediği sapanmışır. Drakos ve Kuan (2001) sadece Türkiye ile Yunanisan menkul kıyme piyasalarının birlike hareke edebilme düzeyini ölçmeyi amaçlamışlardır. Aylık verileri kullanarak yapıkları Johansen koenegrasyon ve Granger nedensellik esleri sonucunda iki komşu ülke piyasasının finansal açıdan karşılıklı bağlılık ve uzun

MÖDAV 2009/4 94 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ dönemli bir nedensellik ilişkisine de sahip olduklarını bulmuşlardır. Efendioğlu ve Yörük (2005), Türkiye ile AB arasındaki arbiraj imkanlarını, bir başka ifadeyle finansal enegrasyonu, Temmuz 1993 Mar 2005 dönemi için aylık veriler ile araşırmışlar, İMKB ve Avrupa nın beş büyük borsası arasında finansal enegrasyon ilişkisinin olmadığı sonucuna varmışlardır. Meriç ve diğ. (2007), 96-06 döneminde hafalık endeks geirilerini kullanarak Mısır, İsrail, Ürdün, Türkiye, İngilere ve ABD hisse senedi piyasalarının finansal eşbüünleşme düzeylerini araşırdıkları çalışmalarında, Mısır, İsrail, Ürdün ve Türk piyasaları arasında oldukça düşük korelasyon kasayılarına ulaşmışlar, bu beş Oradoğu piyasasının ekileyici bir porföy çeşilendirmesi imkanı sağladığını ileri sürmüşlerdir. Onay (2006), hisse senedi borsa endekslerinin hafalık kapanış serilerini kullanarak AB ne kaılım sürecinde aday ülkeler ile AB ve ABD hisse senedi piyasaları arasındaki uzun dönemli finansal enegrasyonu analiz eiği çalışmasında, Johansen koenegrasyon analizi ile Türkiye nin AB piyasaları ile finansal enegrasyonunu henüz amamlayamadığını espi emişir. Karğın (2008), üç coğrafyadan 9 Avrupa, 4 Amerika ve 8 Asya/Pasifik ülkesini emsilen oplam 21 hisse senedi piyasası seçerek İMKB ile koenegrasyon düzeylerini incelemişir. Aylık verilerin kullanıldığı araşırmada bulgular, İMKB nin Avrupa piyasaları ile eşbüünleşik bir eğilim gösermediğini işare emekedir. Doğan ve Yalçın (2008), İMKB ve dör ana sekör endeksi ile üç önemli yur dışı borsa DOW, FTSE ve NIKKEI- endeksi arasındaki uzun dönem asimerik denge ilişkilerini günlük kapanış fiyalarını kullanarak araşırmışlardır. İMKB endekslerinin

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI DOW ve NIKKEI endekslerindeki poziif gelişmelere daha duyarlı olduğunu espi emişlerdir. FTSE endeksi ile ilişki am ersi yöndedir. İMKB, negaif haberlere daha duyarlı olup bu haberlerin ekisini poziif haberlerin ekisine göre daha hızlı düzelmekedir. MÖDAV 2009/4 95 Çıak ve Gözbaşı (2007), İMKB ile gelişmiş A.B.D, Almanya, İngilere, Japonya ve gelişmeke olan Hindisan ve Malezya borsaları arasındaki uzun vadeli büünleşme ilişkisini, 1986-2006 döneminde aylık verilerle eşbüünleşme analizi yaparak incelemişlerdir. Sekör endeksleri emelinde analizde ayrıca İalya, Fransa ve İspanya da uygulamaya dahil edilmişir. Araşırma bulguları İMKB ile İngilere, ABD, Almanya ve Hindisan emel endeksleri arasında büünleşme olduğunu oraya koymakadır. Kasman ve Kasman, 1988-2006 dönemini kapsayan çalışmalarında, Türkiye deki hisse senedi piyasasının Gümrük Birliği öncesinde ve sonrasında, Avrupa nın beş büyük hisse senedi piyasası ve ABD hisse senedi piyasasına enegre olamadığı sonucuna ulaşmışlardır. Malayalı (1998), 1986-1997 döneminde yapığı araşırmasında Türkiye ile Yunanisan menkul kıymeler borsa geirilerinin ko-enegre bir davranış sergilemediği sonucuna varmışır. Gündüz ve Omran (2001), Türkiye, İsrail, Ürdün, Mısır ve Fas ın hafalık hisse seneleri endekslerinin sokasik yapılarını incelemişlerdir. Johansen koenegrasyon esi kullanılan çalışmada Ora Doğu ve Kuzey Afrika nın gelişmeke olan piyasaları arasında koenegrasyon bulunamamışır. 3. VERİ SETİ VE METODOLOJİ Bu araşırmada Türk hisse senedi piyasası İMKB ile eşbüünleşme ve nedensellik ilişkileri araşırılması amaçlanan on Avrupa

MÖDAV 2009/4 96 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ piyasası seçilmişir. Dönem olarak 30.05.2003 29.05.2009 (6 yıl-1566 gözlem) periyodu ele alınmış ve endekslere ilişkin günlük kapanış fiya serileri doğal logarimaları hesaplanarak kullanılmışır. Lieraürde piyasaların kapalı veya ail olduğu günlerdeki eksik veri (missing daa) problemini oradan kaldırmada çeşili yaklaşımlar olmakla birlike bu çalışmada eksik veri problemi, en son işlem günü kapanış fiyaları kullanılarak giderilmeye çalışılmışır. Endekslere ilişkin kapanış fiyaları www.finance.yahoo.com ve www.sraeji.com.r web adreslerinden elde edilmişir. ADF (Augmened Dickey-Fuller), Johansen koenegrasyon ve Granger nedensellik esleri için EViews-5.1 programı kullanılmışır. Çalışmada Avrupa menkul kıyme piyasaları ile İMKB arasındaki uzun dönemli büünleşik ilişki Johansen koenegrasyon analizi ile es edilerek farklı Avrupa borsaları ile Türkiye borsası arasındaki nedenselliklerin belirlenmesi Granger nedensellik esi araşırılmışır. Zaman serisi analizlerinde ilk adım, araşırmaya dahil edilen değişkenlerin durağanlığının sınanmasıdır. Zaman serisinin oralama ve varyansı zaman içinde değişim gösermiyorsa ve iki dönem arasındaki varyans, hesaplama yapılan periyoda bağımlı değilse zaman serisi durağan olmakadır. Bir başka ifadeyle serinin birim kökü olduğuna ilişkin sıfır hipoezinin reddi durumunda durağanlık söz konusudur (Brooks 2002, 377). Öe yandan koenegrasyon analizi için araşırmaya eklenen üm serilerin aynı dereceden durağan olması da ön koşuldur. Bu araşırmada durağanlık sınaması Augmened Dickey Fuller (Dickey ve Fuller, 1981) esi ile yapılmışır. Eşbüünleşik zaman serilerinin arkasındaki düşünce sezgisel olarak eş zamanlılıkır (Gujarai 2006). Koenegrasyon analizi değişkenlerin durağan olmaması durumunda seriler arasında

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI doğrusal bir kombinasyonun var olabileceğini, ve eğer böyle bir durum varsa ekonomerik modellemenin kullanılması gerekiğini ifade emekedir (Engle ve Granger 1987). MÖDAV 2009/4 Her biri birer bağımlı değişken olarak büün değişkenlerin, kendilerinin ve diğer değişkenlerin gecikmeli değerlerinin doğrusal bir fonksiyonu ile emsil edildiği denklem kümelerine dayanan Johansen (1991) koenegrasyon esi, genel formu aşağıdaki gibi olan VAR modelinin haa düzelme mekanizmasıyla koenegrasyon vekörünün sayısını anımlamakadır. 97 y = a1 y 1 +... + ak y k + ε, = 1,2,,T y = k 1 i= 1 (1) Γi y (2) i + Πy k + ε yukarıdaki eşiliklerde y, a k nın nxn lik bir kasayılar marisini emsil eiği durumda k gecikmesiyle ooregresif bir süreçe kullanılan serilerin oluşurduğu vekördür. nxn lik Γ i marisi kısa dönem dinamiklerini, nxn lik Π marisi de uzun dönem eki marisini ifade emekedir. Π sıralaması koenegrasyon vekörünün sayısını veya örneklemde yer alan değişkenlerin karşılıklı enegrasyonunu göserirken, Johansen es isaisikleri, r = 1,2,,n-1 olduğu durumda en fazla r ane koenegrasyon vekörü vardır sıfır hipoezini es emekedir (Nielsson 2007). Tes sonucu elde edilen Trace ve Max Eigenvalue isaisiklerinin kriik değerden büyük çıkması durumunda serilerin koenegre oldukları sonucuna varılır. İki zaman serisi arasında nedensellik ilişkisinin olup olmadığını, eğer varsa ilişkinin yönünü belirlemek amacıyla Granger (1969) bir yönem gelişirmişir. X ve Y nin oralamaları sıfır iki durağan seri olması durumunda aşağıdaki iki denklemi anımla-

MÖDAV 2009/4 98 mışır: X Y = m (3) = m j= 1 j= 1 c a j j X X j j + + Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ m m j= 1 j= 1 b Y d Y j j j j + ε, + η yukarıdaki denklemlerde ε ve η klasik varsayımlara uyan, oralaması sıfır, sabi varyanslı, ookorelasyonu olmayan sokasik haa erimleridir ( E[ ε ε s ] = 0 = E[ ηη s ], s ve üm,s için E[ ε ε s ] = 0 ). m, eorik olarak sonsuzdur ancak uygulamada elde edilebilir veri sei nedeniyle sonlu bir yapıdadır ve kullanılan zaman serisinden daha kısa bir periyoda sahipir. b j nin isaisiksel olarak sıfırdan farklı olması durumunda Y, X nin nedenidir. Benzer şekilde c j nin isaisiksel açıdan sıfırdan farklı bir değer alması X nin, Y nin nedeni olma sebebidir. Aynı anda her iki durumunda olması halinde ise iki seri arasında geri bildirim ilişkisi mevcu olacakır (Granger 1969). 4. ARAŞTIRMA BULGULARI Araşırmada kullanılan ülkeler ve endeks adları ile İMKB- 100 ve diğer ülke endeksleri arasındaki korelasyon kasayıları Ek.1 de sunulmuşur. İMKB-100 endeksi ile diğer endeksler arasında poziif korelasyon olmakla birlike en yüksek korelasyonun Norveç-OSEAX, en düşük korelasyonun ise İalya-MIBTel ile sağlandığı görülmekedir. Öe yandan doğal logarimaları elde edilen endeks kapanış fiyalarının birim kök içerip içermediğini araşıran ADF es bulguları Tablo I. den izlenebilir. Tablo 1. Augmened Dickey Fuller Birim Kök Tesi Bulguları ADF Düzey 1. fark

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI sabi * rend ** sabi * rend ** Almanya -2,1193-1,1724-41,6170-41,6927 Avusurya -1,8504-0,5327-37,0028-37,1703 Fransa -1,3648-0,7643-20,0186-20,1655 Hollanda -1,0316-0,7799-41,6387-41,7508 İngilere -1,5858-1,0881-19,6625-19,7351 İsveç -2,0590-1,2367-40,1041-40,1940 İsviçre -1,3874-0,3881-19,4156-19,6056 İalya -0,5081-0,4674-17,8753-18,0625 İspanya -1,8353-0,6983-40,8059-40,9128 Norveç -2,3404-0,9775-39,3679-39,4876 Türkiye -2,3312-1,5055-37,2718-37,3294 MÖDAV 2009/4 99 * kriik değerler sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyi için -3.434, -2.863, -2.568 ** kriik değerler sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyi için -3.964, -3.413, -3.128 Tablo I den birim kök sonuçlarına bakıldığında 11 ülke için de serilerin düzeylerinde değil birinci farklarında durağan olduğu görülmekedir. Dolayısıyla Johansen koenegrasyon esi için ön koşul sağlanmışır. Tablo 2. Johansen Koenegrasyon Tesi Bulguları Trace Tes Max Eigenvalue Tes H 0 H A * λ race H 0 H A ** λ max AIC /-Almanya r = 0 r 1 12,9575 r = 0 r = 1 6,8313 7 r 1 r 2 6,1262 r 1 r = 2 6,1262 /-Avusurya r = 0 r 1 8,1802 r = 0 r = 1 7,6485 3 r 1 r 2 0,5318 r 1 r = 2 0,5318 /-Fransa r = 0 r 1 6,8175 r = 0 r = 1 6,7663 8 r 1 r 2 0,0511 r 1 r = 2 0,0511 /-Hollanda r = 0 r 1 6,8075 r = 0 r = 1 6,8071 14 r 1 r 2 0,0004 r 1 r = 2 0,0004 /-İngilere r = 0 r 1 10,3008 r = 0 r = 1 8,7633 8

MÖDAV 2009/4 100 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ r 1 r 2 1,5375 r 1 r = 2 1,5375 /-İsveç r = 0 r 1 13,9106 r = 0 r = 1 11,1337 3 r 1 r 2 2,7768 r 1 r = 2 2,7768 /-İsviçre r = 0 r 1 7,4485 r = 0 r = 1 7,3756 7 r 1 r 2 0,0729 r 1 r = 2 0,0729 /-İalya r = 0 r 1 7,0376 r = 0 r = 1 6,9848 8 r 1 r 2 0,0528 r 1 r = 2 0,0528 /-İspanya r = 0 r 1 10,1809 r = 0 r = 1 8,2493 17 r 1 r 2 1,9316 r 1 r = 2 1,9316 /-Norveç r = 0 r 1 16,2802 r = 0 r = 1 10,1372 8 r 1 r 2 6,1430 r 1 r = 2 6,1430 * kriik değerler sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyi için 19.9371, 15.4947, 13.4288 ** kriik değerler sırasıyla %1, %5 ve %10 düzeyi için 18.5200, 14.2646, 12.2965 Tablo 2 de ilk süun, ülkelerin Türkiye ile olan koenegrasyonlarını gösermekedir. Tes bulguları İMKB-100 endeksi ile seçilen hiçbir Avrupa endeksi arasında eşbüünleşme olmadığını ifade emekedir. Norveç ile ise Trace isaisiğine göre koenegrasyon var gibi görünse de bu bulgu, Max Eigenvalue isaisiği ile deseklenmediği için ilişki zayıf olarak değerlendirilmekedir. Menkul kıyme piyasaları arasındaki nedensellik ilişkilerine yönelik Granger nedensellik esi bulguları Tablo III.de özelenmişir. Tablo 3. Granger Nedensellik Tesi Bulguları Sıfır Hipoezi: F-Sa. Prob. lag Almanya X X Türkiye 3,6493 0,0007 * 7 Türkiye X X Almanya 1,1326 0,3396 Avusurya X X Türkiye 0,5817 0,6271 Türkiye X X Avusurya 4,5085 0,0037 * Fransa X X Türkiye 2,3676 0,0156 ** 8 Türkiye X X Fransa 1,0906 0,3667 3

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI Hollanda X X Türkiye 2,4735 0,0018 * 14 Türkiye X X Hollanda 1,7002 0,0496 ** MÖDAV 2009/4 İngilere X X Türkiye 2,4582 0,0121 ** 8 Türkiye X X İngilere 0,6738 0,7150 101 İsveç X X Türkiye 2,8877 0,0345 ** 3 Türkiye X X İsveç 1,7329 0,1583 İsviçre X X Türkiye 2,7660 0,0074 * 7 Türkiye X X İsviçre 1,1744 0,3143 İalya X X Türkiye 3,0180 0,0023 * 8 Türkiye X X İalya 2,1310 0,0302 ** İspanya X X Türkiye 1,8524 0,0183 ** 17 Türkiye X X İspanya 1,6204 0,0520 Norveç X X Türkiye 1,7982 0,0732 Türkiye X X Norveç 2,3294 0,0174 ** No: (1) X X, sıfır hipoezini, nedeni değildir ifadesini gösermekedir. (2) * ve ** sırasıyla %1 ve %5 düzeyinde sıfır hipoezinin reddini ifade emekedir. (3) opimal lag seçimi VAR(k) modeline dayalı olarak AIC baz alınarak yapılmışır. Granger bulguları Avusurya ve Norveç dışındaki Avrupa piyasalarından İMKB ye doğru nedensellik ilişkisi olduğu yönündedir. İMKB deki değişimler Avusurya ve Norveç piyasalarının yanı sıra Hollanda ve İalya piyasalarındaki değişimlerin de Granger nedenidir. İMKB ile Hollanda ve İalya arasında geri bildirim ilişkisi vardır. Bir başka ifadeyle iki yönlü nedensellik mevcuur. İMKB nin kendisinden büyük piyasa olarak adlandırılan Almanya, İngilere ve Fransa piyasalarına herhangi bir nedensellik ekisi yok iken bu üç piyasadaki değişimler İMKB değişimlerinin Granger nedeni durumundadır. 8

MÖDAV 2009/4 102 5. SONUÇ Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ Bu çalışmada İMKB ile karşılıklı ilişkileri ve ekileşimleri araşırılması amaçlanan on Avrupa borsası seçilmiş ve ilişkilerin espii için Johansen koenegrasyon analizi ve Granger nedensellik esi kullanılmışır. Uluslararası çeşilendirme fırsalarının analizi kapsamında lieraürde yapılmış araşırmalar incelendiğinde, yapılan ilk çalışmaların korelasyon analizi ekseninde gerçekleşirildiği görülmekedir. Korelasyon kasayıları seriler arasındaki ilişkiler açısından bir görüş sunmakla birlike uzun dönemli çıkarsamalar yaparken yanılıcı olabilmekedir. Niekim çalışmada Johansen koenegrasyon analizine göre İMKB ile oldukça yüksek korelasyona sahip Avrupa borsalarının uzun dönemde birlike hareke eme eğiliminde olmadıkları bulgusuna ulaşılmışır. Öe yandan İMKB ile Avrupa borsaları uzun dönemde birlike hareke ememekle birlike ek ve çif yönlü nedensellik ilişkileri espi edilmişir. Norveç ve Avusurya dışındaki seçilen Avrupa borsalarından İMKB ye nedensellikler gözlenirken bu ilişki Hollanda ve İalya ile çif yönlüdür. Bir başka ifadeyle bu iki piyasa ile İMKB arasında geri bildirim ilişkisi söz konusudur. İMKB, Norveç ve Avusurya borsalarındaki değişimlerin nedeni pozisyonundadır. Söz konusu bulgular uluslararası çeşilendirmede İMKB nin üslendiği rol açısından olumlu olarak yorumlanabilir. Uzun dönemli eşbüünleşik bir ilişkinin olmayışı finansal enegrasyonun henüz sağlanamadığını ifade emekedir. Dolayısıyla küresel bir piyasada riskini çeşilendirerek kendisini finansal risken korumak iseyen yaırımcı porföyünü oluşururken İMKB yi de göz önünde bulunduracakır. Bununla birlike giderek daha küresel bir yapı kazanan, bir başka ifadeyle aynı global fakörlerden e-

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI kilenen dünya piyasaları arasında nedensellik ilişkisinin varlığı yadsınamazken bu durum piyasalar arasındaki ekileşimi korelasyonu- arıracak ve çeşilendirmenin sağlayacağı fayda azalabilecekir. Bu bağlamda İMKB ile Avrupa borsaları arasında enegrasyonun olmayışı uluslararası çeşilendirme fırsalarını anlamlı kılmaka ve fon girişi sağlayan bir dinamizme sahip olduğunu gösermekedir. 6. KAYNAKÇA Berumen, H. ve O. Ince. 2005. Effec of S&P500 s reurn on emerging markes: Turkish experience, Applied Financial Economics Leers, 1, 59 64. MÖDAV 2009/4 103 Brooks, C. 2002. Inroducory Economerics for Finance, Cambridge Universiy Press. Çıak, L. ve O. Gözbaşı 2007. İMKB İle Bazı Önde Gelen Gelişmiş ve Gelişmeke Olan Ülke Borsaları Arasındaki Büünleşmenin Temel Endeks ve Ana Sekör Endeksleri Temelinde Analizi, Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Cil: 22, Sayı: 2, 249-271. Dickey, D.A. ve W.A. Fuller 1981. Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49(4), 1057-1072. Doğan, N. ve Y. Yalçın 2008. Yur Dışı Borsaların Türkiye Borsasına Sekörel Bazda Ekisi: Asimerik Eş Büünleşme ve Haa Düzelme Modeli, Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar, Cil: 45 Sayı: 525, 23-34. Drakos, K. ve A.M. Kuan 2001. Opposies Arac: The Case of Greek and Turkish Financial Markes, www. econurk.org/turkey.hm, Erişim Tarihi: (22.07.09). Efendipğlu, E. ve D. Yörük 2005. Avrupa Birliği Sürecinde Türk Hisse Senedi Piyasası ile Avrupa Birliği Hisse Senedi Piyasalarının Büünleşmesi: İMKB Örneği,

MÖDAV 2009/4 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ TCMB yayını, hp://www.cmb.gov.r/yeni/ileisimgm/ Enver_Efendioglu-Deme_Yoruk.pdf, Erişim Tarihi: (22.07.09). 104 Engle, R.F. ve C.W.J. Granger 1987. Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 55(2), 251-276. Erbaykal, E., H.A. Okuyan ve Ö. Kadıoğlu 2008. Coinegraion and Prioriy Relaionships beween Sock Markes of Turkey, Brazil and Argenina, European Journal of Economics, Finance and Adminisraive Sciences, 10, hp:// ssrn.com/absrac=1321673. Freiderman, J. ve Y. Shachmurove 1997. Co-Movemens Of Major European Communiy Sock Markes: A Vecor Auoregression Analysis Global Finance Journal, 8(2), 257-277. Granger, C.W.J. 1969. Invesigaing Causal Relaions by Economeric Models and Cross-specral Mehods, Economerica, 37(3), 424-438. Gujarai, D.N. 2006. Temel Ekonomeri, Çev.: Ü. Şenesen ve G.G. Şenesen, Lieraür Yayıncılık, İsanbul. Gündüz, L. ve M. Omran 2001. Gelişmeke Olan Piyasalarda Sokasik Trendler ve Hisse Seneleri Fiyaları: Ora Doğu ve Kuzey Afrika Ülkeleri Örneği, İMKB Dergisi, 17, (Ocak/ Şuba /Mar), www.imkb.gov.r/imkbdergisi/ imkbdergisi17.hm. Johansen, S. 1991. Esimaion and Hypohesis Tesing of Coinegraion Vecors in Gaussian Vecor Auoregressive Models, Economerica, 59(6), 1551-1580. Karğın, M. 2008. Hisse Senedi Piyasalarında Eş Büünleşme Analizi, Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar, Cil. 45, Sayı. 525, 85-96.

İMKB VE SEÇİLMİŞ AVRUPA HİSSE SENEDİ PİYASALARI ARASINDAKİ ULUSLARARASI ÇEŞİTLENDİRME FIRSATLARI Kasman, S. ve A. Kasman. Gümrük Birliği Anlaşması nın Türkiye ile Avrupa daki Temel Ticare Oraklarının Hisse Senedi Piyasaları Arasındaki Enegrasyonuna Ekisi İMKB Dergisi, 39, www.imkb.gov.r/imkbdergisi/ozeler/ imkbdergisi39.hm MÖDAV 2009/4 105 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, 13, 58-73. Küçükkaya, E. 2009. Diversificaion By Invesing in he Turkish Sock Marke, hp://www.mskongre.org/doc/ enginkucukkaya.doc, Erişim Tarihi: (21.07.09). Malayalı, N.K. 1998. Seçilmiş Borsa Endeks Geirileri Arasındaki Koenegrasyon İlişkileri Üzerine Bir Araşırma, İMKB Dergisi, 2(7-8), (Temmuz / Ağusos / Eylül / Ekim / Kasım / Aralık), www.imkb.gov.r/imkbdergisi/imkbdergisi7.hm -. Masih, A.M.M. ve R. Masih 1999. Are Asian sock marke flucuaions due mainly o inra-regional conagion effecs? Evidence based on Asian emerging sock markes, Pacific-Basin Finance Journal, 7(3-4), 251 282. Meriç, G., M. Raner ve İ. Meriç 2007. Co-movemens of he U.S., U.K., and Middle Eas Sock Markes, Middle Easern Finance end Economics, 1, 60-73. Meriç, İ. ve G. Meriç 1997. Co-movemens of European Equiy Markes Before and Afer he 1987 Crash, Mulinaional Finance Journal, 1(2), 137 152. NG, T.H. 2002. Sock Marke Linkages in Souh-Eas Asia Asian Economic Journal, 16(4), 353-378. Nielsson, U. 2007. Inerdependence of Nordic and Balic Sock Markes, Balic Journal of Economics, 6(2), 09-27.

MÖDAV 2009/4 106 Arş. Grv. Dr. Koray KAYALIDERE Yrd. Doç. Dr. Sibel KARĞIN Yrd. Doç Dr. Hüseyin AKTAŞ Onay, C. 2006. A Co-inegraion Analysis Approach o European Union Inegraion: The Case of Acceding and Candidae Counries, European Inegraion online Papers, 10, hp://eiop.or.a/eiop/index.php/eiop/aricle/ view/2006_007a, Erişim Tarihi: (18.07.09). Özdemir, Z.A., H. Olgun ve B. Saraçoğlu 2009. Dynamic linkages beween he cener and periphery in inernaional sock markes, Research in Inernaional Business and Finance, 23, 46 53. Ek. 1: Çalışmada Kullanılan Ülkeler ve Endeks Adları Ülke Endeks Adı Ülke Endeks Adı Almanya DAX İsveç Sockholm General Avusurya ATX İsviçre Swiss Marke Fransa CAC 40 İalya MIBTel Hollanda AEX General Norveç OSEAX İngilere FTSE 100 Türkiye ISE Naional-100 İspanya IBEX 35 İMKB ile Diğer Ülke Endeksleri Arasındaki Korelasyon Kasayıları Ülke r Ülke r Almanya 0,9426 İspanya 0,9308 Avusurya 0,9286 İsveç 0,9194 Fransa 0,8327 İsviçre 0,8726 Hollanda 0,7194 İalya 0,6699 İngilere 0,8703 Norveç 0,9699

Copyrigh of World of Accouning Science is he propery of Muhasebe Bilim Dunyasy Dergisi and is conen may no be copied or emailed o muliple sies or posed o a lisserv wihou he copyrigh holder's express wrien permission. However, users may prin, download, or email aricles for individual use.