Türkiye`de Hisse Senedi Fiyatları ve Makro Ekonomik Değişkenler

Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
Türkiye’de Hisse Senedi Fiyatları ve Makro
Ekonomik Değişkenler Arasındaki İlişkinin
Ekonometrik Analizi: 1987-2008
Halil ALTINTAŞ
İktisat Bölümü, Erciyes Üniversitesi
e-posta: [email protected]
Figen TOMBAK
İktisat Bölümü, Bozok Üniversitesi
e-posta: [email protected]
Özet
Bu çalışma; Türkiye’de 1987–2008 dönemi üç aylık verilerle hisse senedi fiyatlarının
belirlenmesinde rol oynayan reel ve parasal değişkenler arasındaki ilişkileri VAR yöntemi ve
Granger nedensellik testleriyle tahmin etmeyi amaçlamaktadır. Ampirik sonuçlarda hisse
senedi fiyatlarıyla ekonomik büyüme, reel döviz kuru, GSYİH’ya oran olarak parasal büyüme
(M2) ve uluslararası rezervler arasında uzun dönem ilişkisine rastlanmıştır. Modelde hisse
senedi fiyatlarıyla uluslararası rezervler, reel döviz kuru ve ekonomik büyüme arasında pozitif
ve anlamlı, parasal genişleme arasında ise negatif ve anlamlı bir uzun dönem ilişkisi
belirlenmiştir. Bu sonuç, uzun dönemde Türkiye’de hisse senetleri piyasasının beklentilere
uygun olarak ekonomik büyüme, uluslararası rezerv ve reel döviz kuru artışından olumlu
yönde etkilendiğini göstermektedir. Hata düzeltme modeline dayalı Granger nedensellik
testlerinde de hisse senedi fiyatlarıyla, modelde kullanılan makro ekonomik değişkenler
arasında uzun dönem nedensel bir ilişkinin varlığı ortaya konmuş ve böylece VAR modelinde
elde edilen sonuçlar doğrulanmıştır. Ayrıca reel döviz kuru, uluslararası rezerv ve ekonomik
büyüme ile hisse senetleri fiyatları arasında kısa dönem Granger nedensel ilişkiye
rastlanmasa da hisse senedi fiyatlarıyla parasal genişleme arasında kısa dönem çift yönlü
ilişkinin varlığı görülmüştür. Böylece bu sonuç parasal genişlemedeki artışın hisse senedi
fiyatlarını negatif yönde etkileyeceğini ileri süren Fama (1990)’nın proxy hipotezine uygunluk
göstermiştir.
Anahtar Kelimeler:
Eşbütünleşme,
Hisse Senedi Fiyatı, Parasal Genişleme, Ekonomik Büyüme,
JEL Kodları: C32; E31; G12
1
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
Econometric Analysis of the Relationship between
Stock Prices and Macro Economic Variables in
Turkey: 1987-2008
Abstract
This study aims to estimate the relationship between real and monetary variables
which play role in the detection of stock prices in three months data of 1987-2008 period with
VAR Method and Granger Causality Test. In empirical results, long term relation between
stock prices and economic growth, real exchange rates, monetary growth in proportion to
GDP (M2) and international reserves was determined. In the model there is a positive and
meaningful long-term relationship between stock prices and international reserves, real
exchange rates and economic growth, and negative and meaningful relation between stock
prices and monetary growth. This result shows that stock-exchange market in Turkey has
been influenced positively from economic growth, increase of international reserve and real
exchange rate in long-term, as expected. In Granger Causality Tests which are based on
error correction model, there is a long-term casual link between stock prices and macro
economic variables used in the model and in this way results obtained in VAR model were
confirmed. Moreover, although there is not any short-term Granger casual link between
exchange rate, international reserve economic growth and stock prices, there has been twoway relationship between stock prices and monetary growth. Therefore this result is coherent
with Proxy Hypothesis of Fama (1990) who asserts that increase of monetary growth would
influence stock prices negatively.
Keywords: Stock Prices, Monetary Growth, Economic Growth, Cointegration
JEL Code: C32; E31; G12
2
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
1.GİRİŞ
Sermaye piyasaları temel olarak yurtiçi tasarrufları artırarak yatırımların miktar ve kalitesini
yükselterek ekonomik büyümeyi hızlandırmaktadır. Ayrıca sermaye piyasalarından hane halklarının
risk tercihleri ve likidite gereksinimlerini daha iyi karşılayacak ilave finansal araçlar sağlayarak
tasarrufları teşvik edebilemketedir. Tasarrufların akışkanlığındaki artışlar, tasarruf oranını
artırabilmektedir (Levine and Zervos, 1998). Ayrıca sermaye piyasaları firmaların düşük maliyetle
sermayelerini artırarak büyümesine fırsat yaratmaktadır. Gelişmiş sermaye piyasalarına sahip
ülkelerdeki şirketler banka finansmanına daha az bağımlı hale getirmekte ve kredi ödeyememe
risklerini azaltabilmektedir. Böylece sermaye piyasaları, bireysel tasarrufların teşvik edilmesi ve
firmalara finans sağlamanın önemli bir aracı olması bakımından ekonomik büyümeyi pozitif yönde
etkileyebilmektedir (Yartey ve Adjasi, 2007:4).
Bu bağlamda ekonomilerdeki gelişmeye bağlı olarak son yıllarda firmaların değerini temsil
eden hisse senedi fiyatlarıyla makro ekonomik büyüklükler arasındaki ilişkiye yönelik teorik ve
ampirik literatürde önemli gelişmeler göze çarpmaktadır. Fama (1990), Barro (1990) ve Schwert
(1990) gelecekteki nakit akımlarındaki değişmelerin ve iskonto oranlarının önemli ölçüde hisse senedi
getirilerindeki değişmeyi açıkladığı sonucuna varmıştır. Benzer şekilde Cheung ve Ng (1998) ve
Chung vd., (1998)’nin uluslararası sermaye piyasaları için yaptıkları araştırmalarda da hisse senedi
getirileri ile reel ekonomik faaliyetler arasında güçlü bir ilişkinin varlığını göstermişlerdir Yazarlara
göre gelecek reel ekonomik faaliyet hakkındaki bilgiler hisse senedi fiyatlarına yansıyacaktır.
Chakravarty (2005), hisse senedi fiyatlarının temel makro ekonomik değişkenlere yüksek oranda
duyarlı olduğunu gözlemlemiştir. Dolayısıyla hisse senedi fiyatları ekonomik iyileşmenin öncü
göstergesidir. Diğer taraftan hisse senedi fiyatlarındaki değişmeler servette değişmeye yol açmakta ve
bu da tüketim ve yatırım mallarına yönelik talebi etkilemektedir.
Cochrane (1991) ise sermaye piyasası faaliyetlerinin doğrudan tüketim ve üretimle ilgili
olmasından dolayı makro ekonomik faaliyetlerle ilişkilendirmekte ve varlık fiyatlama modelleri ile
açıklamaktadır. Bu modeller hisse senedi getirileri ile sanayi üretimindeki artışa yoğunlaşmaktadır.
Ayrıca modellerde cari dönemde hisse senedi fiyatları, gelecekteki beklenen üretimle
tanımlanmaktadır ve bu da nakit ve temettü akımlarındaki değişmelerin iskontolanmış değeriyle
ilişkilendirilmektedir. Hisse senedi getirileri, makro ekonomik değişkenlerle ilişkili olmasından dolayı
gelecekteki sanayi üretimiyle öngörülebilmektedir. Örneğin dayanıklı tüketim mallarına yönelik
sürekli siparişler, bu mallara yönelik pozitif yenilikleri uyararak sanayi üretimindeki beklenen artışlara
yol açacak ve bu da nakit akışlarını artırarak hisse senedi fiyatlarının artıracaktır. Bu etkileşimin uzun
dönemde istikrarlı olması, hisse senedi fiyatlarıyla sanayi üretimi ve diğer makro ekonomik
faaliyetleri temsil eden değişkenler arasındaki ilişkinin güçlü olmasını sağlayacaktır.
Ancak son yıllarda 1990’lı yılların ortalarında sermaye piyasasındaki dalgalanmaların makro
ekonomik temellerle açıklanamayacağına yönelik görüş de kabul görmeye başlamıştır. Bu görüş
sadece ABD için geçerli olmamakla birlikte Avrupa ve Asya sermaye piyasaları içinde geçerli
görülmektedir. Özellikle 1990’lı yılların ortalarında sermaye piyasaları öngörülemeyecek şekilde
yükselişe tanıklık etmiş ve aşırı spekülatif hareketlerin bir sonucu olarak 2000’li yıllarda ivme keskin
bir şekilde tersine dönmüştür. Carlson ve Sargent (1997) ile Shiller (2005) ABD’de 1990’ların ikinci
yarısından sonraki dönemde hisse senedi fiyatlarındaki artışın önemli bir kısmının beklenen
kazançlardaki veya temettülerdeki artışlar gibi temel göstergelere bağlı olmadığını ileri sürmüşler ve
bu artışların daha çok, dışsal şoklar veya piyasadaki irrasyonel davranışlar tarafından belirlendiğini
ifade etmişlerdir. Bu görüşü destekleyecek bulgular Lee (1995, 1998), Chung ve Lee (1998) tarafından
da ampirik olarak ortaya konmuş; hisse senedi fiyat hareketlerinin iskonto oranı, kazançlar, temettüler
ve sanayi üretimi gibi göstergelerle açıklanamayacağını belirtmişlerdir. Hisse senedi getirilerindeki
değişmenin yeni kaynaklarının özellikle 1990’lı yıllardaki büyüme yıllarından (boom years) sonra
ortaya çıktığını, dolayısıyla Fama (1990)’nın hisse senedi fiyatlarının reel ekonomik faaliyetlerin öncü
göstergesi olduğunu ileri süren model sınıflamasının dışında yeni bir modelle açıklanması gerektiği
ifade edilmiştir.
3
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
Çalışma, Türkiye’de 1987-2008 dönemi için makro ekonomik değişkenlerin (ekonomik
büyüme, para arzı, reel döviz kuru ve yabancı döviz rezervleri) hisse senedi fiyatları üzerinde etkiye
sahip olup olmadığını eşbütünleşme ve nedensellik testleriyle araştırmayı amaçlamaktadır. Böylece
çalışmada makroekonomik değişkenlerin Türkiye’de hisse senedi fiyatlarına etkisi araştırılarak
literatüre katkı sağlanmış olacaktır.
Araştırmanın ikinci bölümünde hisse senetleri ve makro ekonomik değişkenler arasındaki
teorik ilişkiler verildikten sonra üçüncü bölümde bu konuda yapılmış ampirik çalışmalar incelenerek
elde edilen bulgulara yer verilecektir. Dördüncü bölümde ise Türkiye’de hisse senedi fiyatları ile
makroekonomik değişkenler arasındaki ilişki VAR yöntemi ve Granger nedensellik testleri ile
araştırılmaktadır. Ekonometrik model sonucunda elde edilen bulguların değerlendirilmesi ve politika
önerilerine ise sonuç kısmında yer verilmektedir.
2.TEORİK LİTERATÜR
Hisse senedi fiyatları gelecekteki ekonomik faaliyetler hakkında önemli bilgi sağlamaktadır.
Fama (1981), Fischer ve Merton (1984), Barro (1990) hisse senedi getirileri ile yatırım ve üretim artışı
arasında pozitif bir ilişkinin varlığını göstermişlerdir. Elde edilen bulgular rasyonel beklentilerle
ilişkilendirilen varlık fiyatlama modellerine uygunluk göstermektedir. Bu modellerde hisse senetleri
fiyatı gelecekteki nakit akımlarının veya temettülerin iskontolanmış değerinin toplamına eşittir. Hisse
senedi fiyatında beklenmeyen artışlar gelecekteki temettü artışlarının daha fazla artmasını sağlarken
diğer taraftan da gelecekteki iskonto oranlarının öngörülen düzeyinden daha düşük olmasını
sağlayacaktır. Temettü dağıtımı GSYİH’nın önemli bir unsurudur ve GSYİH’nın diğer bileşenleri ile
pozitif ilişki içindedir. Bu nedenle hisse senedi fiyatında artış gelecekte beklenen üretim artışının daha
fazla artacağının bir göstergesidir. Diğer bir ifadeyle daha düşük iskonto oranları daha yüksek yatırım
ve böylece daha yüksek üretim anlamına gelmektedir (Guo, 2002: 19).
Hisse senedi fiyatlarıyla makroekonomik faaliyetler arasındaki ilişki üretimdeki artışların sürekli
olacağını ve bu durumun kümülatif ve artan nakit akışlarına yol açacağını ve sonuçta cari dönemde
hisse senetleri fiyatlarında önemli artışların görülebileceğini vurgulamaktadır. Ancak teknolojik
yeniliklerdeki gerilemeye bağlı olarak üretim faaliyetlerinin süreklilik arz etmeyecek şekilde özellikler
taşıması, hisse senedi fiyatlarıyla üretim arasındaki uzun dönem ilişkisinin kaybolmasına ve mevcut
üretim yeniliklerinin hisse senedi fiyatları üzerinde sınırlı bir etkiye sahip olmasına yol açacaktır.
Standart hisse senedi değerleme modelleri, hisse senedi fiyatlarının beklenen nakit akımlarının
iskontolanmış değeri tarafından etkileneceğini öngörmektedirler. Chen vd. (1986) ve Fama (1990),
reel ekonomik faaliyetlerin ve faiz oranlarının hisse senedi getirileriyle ilişkili olduğunu belirtseler de
nedenselliğin yönünün belirsiz olduğunu vurgulamışlardır. Bu konuyla ilgili olarak Balvers (1990) ise
hisse senedi getirileriyle faiz oranı ve yurtiçi makroekonomik faaliyetler arasındaki ilişkiyi varlık
fiyatlama modeliyle açıklamıştır. Canova ve De Nicolo (1995) ise hisse senedi getirileriyle hem yurtiçi
hem de yurtdışı reel makro ekonomik faaliyetler arasındaki ilişkiyi göstermek için genel denge modeli
kullanmıştır. Ayrıca Campbell ve Ammer (1993) nakit akımındaki değişmeyi üretim artışıyla
ilişkilendirerek bu değişimin faiz oranları ve hisse senedi getirileri tarafından etkilendiğini
vurgulamıştır.
Hisse senedi getirileri ile enflasyon arasındaki negatif ilişkiyi inceleyen birçok araştırmaya
rastlanırken gelişmekte olan ülkeler için aynı konuda daha az çalışma mevcuttur. Lintner (1975), Fama
ve Schwert (1977), Fama (1981, 1982), Geske ve Roll (1983), Wahlroos ve Berglund (1986) ABD’de
hisse senedi getirilerinin hem beklenen hem de beklenmeyen negatif bir şekilde etkilendiğini
göstermişlerdir. Serletis (1993) ile Thornton (1993) ise ABD ve İngiltere’de para arzı ile hisse senedi
fiyatlarını araştırmışlardır. Fama (1981), Geske ve Roll (1983) hisse senedi ve enflasyon arasında
negatif ilişkinin ortaya çıkmasını paranın miktar teorisi ve para talebine bağlayarak makroekonomik
ilişkiler zinciri hipotezi (hypothesized chain of macroeconomic linkages) ile açıklamıştır. Bu
yaklaşımda Philips eğrisindeki ilişkinin aksine enflasyonla reel ekonomik faaliyetler arasında negatif
bir ilişki bulunduğu ve hisse senedi getirilerinin doğrudan reel ekonomik faaliyetlerle ilişkili olduğu
kabul edilmektedir. Fama (1981) ve Geske ve Roll (1983) yapısında hisse senedi getirisi ile enflasyon
arasındaki ilişki, enflasyon- reel ekonomik faaliyetler ve reel ekonomik faaliyetler-hisse senedi getirisi
ilişkilerine bağlı olarak ortaya çıkmaktadır. Artan enflasyon oranı, reel faaliyetlerdeki gerilemeden
dolayı para talebinde azalmanın bir göstergesi olabilirken, aynı zamanda gelecekteki beklenen karlarda
ve dolayısıyla hisse senedi fiyatlarında bir azalmanın göstergesi olabilmektedir. Fama, buradaki
4
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
negatif hisse senedi getirisi-enflasyon ilişkisini Proxy etkisi olarak adlandırmıştır (Mitra vd., 2007:
84).
Fama (1981), Geske ve Roll (1983), Kaul (1987), Shah (1989), Barro (1989, 1990), Schwert
(1990), Balvers vd., (1990), Cochrane (1991) ile Lee (1992) hisse senedi getirilerinin reel sanayi
üretim artışı ve faiz oranları gibi yurtiçi ekonomik faaliyetleri temsil eden göstergelerle güçlü ilişki
içinde olduğunu vurgulamışlardır. Bu yazarlardan bazıları, yıllık hisse senedi getirilerindeki önemli
değişmelerin nakit akımlarının önemli belirleyicileri olan makroekonomik değişkenlerin öngörülmesi
ile açıklanabileceğini göstermişlerdir. Örneğin Fama (1990) beklenen nakit akımlarına ilişkin şokları
temsil etmede kullanılan sanayi üretiminin gelecekteki artışlarının yıllık getirilerdeki varyansın yüzde
43’ünü açıkladığını ifade etmiştir. Makroekonomik değişkenlerde büyüme oranlarına ilişkin artışlar
konjonktür hareketlerindeki değişmeleri göstermektedir. Bu gelişme ise bir firmanın üretim artışı,
nakit akımı ve getiri bakımından olumlu yönde etkileneceğini gösterecektir.
Geske ve Roll (1983) ve Kaul (1987) para politikasının hisse senedi getirileri ile enflasyon
arasındaki gözlenen ilişkinin belirleyicisi olduğunu gözlemlemiştir. Kaul’a göre para arzının
konjonktür karşıtı veya konjonktürle aynı hareket edip etmediğine göre sistematik ilişkinin yapısının
değişebileceğini ifade etmiştir (Wu, 2001: 446). Hisse senedi fiyatları, faiz oranındaki artışa negatif,
faiz oranındaki azalmaya ise pozitif tepki vermektedir. Para arzındaki değişmelerin hisse senedi
getirileri üzerindeki etkisi son yıllarda ekonomistler arasında tartışmalı bir konu durumundadır. Para
arzıyla hisse senetleri fiyatları arasında pozitif ilişkinin lehinde olanlar, para arzındaki değişmeden
dolayı yatırımcının portföy dengesinin bozulacağını ve servet etkisinin ortaya çıkacağını ileri
sürmektedirler. Varlık portföyünün yeniden düzenlenmesi ise varlık fiyatlarındaki değişmeleri
uyararak yeni dengenin oluşmasını sağlayacaktır. Sermaye piyasasının etkinliğine inananlar ise
sermaye piyasasının para arzındaki cari ve öngörülen tüm değişmeleri kavradığı düşüncesiyle para arzı
ve hisse senedi fiyatları arasında nedensel ilişkinin bulunmadığını ifade etmişlerdir. (Rahman ve
Mustafa, 2008:2).
Para arzıyla hisse senedi arasındaki ilişkiyi inceleyen araştırmalarda farklı sonuçlara ulaşılmıştır.
Parasal genişleme kısa dönemde likidite etkisiyle faiz oranlarını düşürse de, para arzındaki artışın
sürmesi beklenen fiyat artışı ve gelir etkisiyle birlikte faiz oranlarında yükselmeye yol açacaktır. Diğer
taraftan faiz oranındaki artış, ister para arzındaki artışa bağlı olarak beklenen enflasyondaki artıştan
kaynaklansın isterse de daraltıcı para politikasından kaynaklansın artan faiz oranları hisse senedi
fiyatlarını olumsuz yönde etkileyecektir. Faiz oranlarındaki artışın hisse senedini olumsuz etkileyen
birçok mekanizma mevcuttur. Bunlar; a) faiz oranındaki artışın temettü dağıtımlarına uygulanacak
iskonto oranını artırmasıyla hisse senedi fiyatlarını azalacaktır b)elde tutulan varlıkların bir alternatifi
olarak diğer sabit getirili varlıklar daha cazip hale gelecektir c) faiz artışı, yatırımcıların borçlanma
eğilimi ve hisse senedine yatırım yapma isteğini azaltacaktır d)Ayrıca yatırım maliyetlerinin artması
ve buna bağlı olarak kar marjlarının olumsuz etkilenmesiyle hisse senedi fiyatlarını olumsuz
etkileyecektir.
Teorik olarak hisse senedi fiyatları gelecekteki ekonomik faaliyetlerdeki değişmelerle
ilişkilendirilmektedir. Hisse senetleri fiyatları ekonomik faaliyetlerin gelecekteki tahmincisi olarak
düşünülürse, firmaların hisse senetlerinin temel değeri beklenen nakit akımlarının (temettü)
iskontolanmış değerine eşit olmalıdır. Beklenen nakit akımları da sanayi üretimi veya GSYİH olarak
ölçülen reel ekonomik faaliyetleri yansıtacaktır. Ancak hisse senetleri, firmanın risk pirimini ve
iskonto oranını etkileyen piyasa faiz oranları ile piyasa faiz oranını da doğrudan etkileyen enflasyon
gibi önemli değişkenler tarafından da etkilenmektedir. Böylece bu ve benzeri değişkenlerdeki
hareketler hem işletme hem de ekonomik koşullardaki değişmelerle ilişkilendirilmekte ve firmanın
gelecekteki nakit akımlarında değişmeklere yol açmaktadır.
Etkin sermaye piyasaları bilgi maliyetlerini azaltacak ve etkin hisse senedi fiyatlarının ortaya
çıkması yanında belirli bilgilerin firmalar tarafından elde edilmesi ve yaratılmasını sağlayacaktır.
Fiyatların piyasadaki tüm mevcut bilgileri kapsaması halinde sermaye piyasaları etkindir. Bilginin elde
edilme maliyetinin azaltılması, yatırım fırsatları konusunda bilginin elde edilmesini kolaylaştırarak
kaynak dağılımını etkinleştirecektir (Yartey ve Adjasi, 2007:5)
Para arzının hisse senedi fiyatlarını nasıl etkileyeceği konusunda iki rakip teori mevcuttur.
Bunlardan birincisi Sellin (2001) tarafından geliştirilmiş ve para arzındaki değişmelerin gelecekteki
para politikası hakkında beklentileri değiştirmesi durumunda hisse senedi fiyatlarını etkileyebileceğini
ileri sürmektedir. Para arzındaki pozitif bir şokun gelecekte kişilerde gelecekte sıkı para politikası
5
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
beklentisine yol açacağını belirtmiştir. Buna bağlı olarak faiz oranındaki artış, iskonto oranlarının
yükselmesine ve gelecekteki getirilerin bugünkü değerinin düşmesini sağlayarak hisse senedi
fiyatlarını azalmasına neden olacaktır. Bu durumda faiz oranlarındaki artışın bir sonucu olarak
ekonomik faaliyetlerdeki bir gerileme hisse senedi fiyatlarını azaltacaktır. Diğer taraftan pozitif bir
parasal şokun hisse senetleri fiyatında artışa da yol açabilecektir. Sellin (2001)’e göre para arzındaki
bir değişme gelecekte üretim beklentilerinin nedeni olan para talebi hakkında bir bilgi sağlaması
halinde hisse senedi fiyatlarını artırabilecektir. Para arzının artması para talebinin yükselteceği
şeklinde algılanırsa, bu durum ekonomik faaliyetlerde bir artış sinyali olarak görülecek ve hisse
senetleri fiyatları artacaktır.
Artan parasal genişleme halkın elinde tuttuğu nakit akımlarını artırmakta, bu da talep şokuna ve
finansal varlık alımlarının artmasına neden olmaktadır. Parasal genişleme hisse senedi fiyatlarında
faiz oranlarını etkileyerek değişime neden olmaktadır. Para talebinin sabit olduğu kabul edildiğinde,
para arzındaki artış, tıpkı şoklarda olduğu gibi nakit para tutmanın fırsat maliyetini artırarak faiz
oranlarını artırabilmektedir. Artan faiz getirisinin bireyler üzerinde cezbedici etkisi, nakdin faiz getirisi
sağlayan mevduat hesaplarına ve hisse sendi fiyatıyla ilişkilendirilen menkul kıymetlere yönelmesini
sağlayacaktır. Enflasyon oranının para arzıyla pozitif ilişki içinde olmasından dolayı para arzındaki
artış, talep şoklarının etkisini zayıflatabilmekte ve varlıklara yönelik talep de (enflasyon oranından
dolayı bu tür varlıkların değeri düşeceğinden dolayı) azalabilmektedir. Sonuçta artan iskonto oranları
bankaların kredi verme konusunda daha tedbirli davranmasına ve böylece hisse senedi fiyatlarının
azalmasını sağlayacaktır. Artan faiz oranları ve enflasyon, kurumsal karları olumsuz yönde etkiyerek
hisse senedinin getirisinin ve böylece hisse senedine sahip olma isteğinin azalmasına yol açacaktır.
Bernanke ve Kuttner (2005) hisse senedi fiyatlarını paranın değeri ve elde para tutmada
öngörülen riskin bir fonksiyonu olarak değerlendirmişlerdir. Elde tutulan paranın değeri yüksekse
para tutma caziptir. Aksi halde parasal stok bulundurmak, risk arttıkça cazip olmaktan uzaklaşacaktır.
Yazarlar, hem paranın değeri hem de algılanan riskin etkisine bağlı olarak parasal genişlemenin hisse
senedi fiyatlarını etkileyebileceğini ileri sürmüşlerdir. Para arzı, faiz oranları üzerindeki etkiyle hisse
senetlerinin parasal değerini etkilemektedir. Faiz oranındaki artışlar, reel faaliyet teorisyenleri
tarafından hisse senedinin değerinde azalmaya neden olacak iskonto oranındaki artışın oluşmasını
sağlamaktadır.
Para arzıyla hisse senedi fiyatları arasındaki ilişkiyi inceleyen literatür, Etkin Piyasalar Hipotezi
olarak bilinen hipotezin ortaya çıkmasını sağlamıştır. Rasyonel beklentiler hipotezine uygun olarak
geliştirilen hipotezde para arzının hisse senedi fiyatlarını negatif etkileme olasılığı kabul
edilmemektedir. Etkin bir sermaye piyasasının parasal büyüme, faiz oranları ve bu değişkenlerden
oluşan tüm beklentilere ilişkin mevcut tüm bilgileri yansıtacağını ileri sürmektedir. Sadece bu
değişkenlerdeki öngörülmeyen değişmeler, hisse senetlerinde gözlenebilir tepkilerin oluşmasını
sağlayabilecektir. Etkin Piyasalar Hipotezi zayıf, yarı güçlü ve güçlü formda olmak üzere üç faklı
şekilde tanımlanabilmektedir: Zayıf formda, herhangi bir hisse senedinin fiyatı geçmişteki
fiyatlarından bağımsızdır. Bu ifade ticareti yapılan hisse senedinin önceki fiyatlarının yatırımcıya
gelecekteki fiyatlarını öngörmede bilgi vermeyeceğini ima etmektedir. Yarı güçlü tarzda ise tüm
kamuoyu bilgileri piyasa fiyatlarında toplanmaktadır. Güçlü form da ise bir adım daha ileri giderek
tüm mevcut bilgiler hşsse senedi fiyatlarında toplanmaktadır. Böylece bir varlığın gerçek değerinin bu
varlığın gelecekteki nakit akımlarının bugünkü değeri olduğunu kabul edilmektedir. Bu durumda hisse
senetlerinin piyasa değeri, gerçek değerine uygun değilse yatırımcı, spekülatif balonlara tepki veriyor
olması gerekmektedir (Wong, Khan, ve Du, 2005: 1-2).
Hisse senedi fiyatı ve döviz kuru konusundaki geleneksel yaklaşımda, yerli paranın değer
kaybetmesinin yerli firmaların daha rekabetçi hale getireceğini ve sonuçta ihracatın artmasıyla
firmaların değerinin artacağını ve hisse senedi fiyatlarının yükseleceğini ileri sürmektedir. Bu
yaklaşım döviz kuruyla hisse senedi fiyatı arasında pozitif ilişkiyi açıklamaktadır. Portföy
yaklaşımında ise hisse senedi fiyatlarındaki bir artış yatırımcıların daha fazla yurtiçi varlıklar satın
almasını teşvik etmekte ve böylece yurtiçi fiyatlardaki artışlar yerli paranın değer kazanmasını
sağlamaktadır. Bu durumda ise hisse senedi fiyatlarıyla döviz kuru arasında negatif bir ilişkiye işaret
edilmektedir (Yau ve Nieh, 2006: 536).
Klasik teoride sermaye piyasasının performansı ile döviz kuru hareketleri arasındaki ilişkiyi
döviz kurunun belirlenmesine yönelik olarak nakit akım odaklı modellerle açıklamaktadır. Bu
modelde kur hareketleri ülkenin uluslararası rekabet ve dış ticaret bilançosu üzerinde önemli bir etkiye
6
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
sahip olacağı kabul edilmekte, sonuçta ülkenin reel üretimini etkilenerek şirketlerin cari ve gelecekteki
nakit akımlarının ve hisse senedi fiyatlarının doğrudan etkilenebileceği öngörülmektedir. Ayrıca hisse
senedi fiyatlarındaki hareketler de döviz kurlarını etkileyebilmektedir. Döviz kurunun belirlenmesine
yönelik parasalcı modellerde servetin bir unsuru olan hisse senetlerinin para talebi aracılığıyla döviz
kuru hareketlerini etkileyebilecektir. Benzer ilişkiler portföy dengesi modellerinde de açıklanmaktadır
(Phylaktis ve Ravazzolo, 2005: 1031-132).
Hisse senedi ve döviz kuru piyasalarındaki arasındaki ilişkiyi ABD için inceleyen çalışmalarda
iki piyasa arasındaki ilişkiye yönelik farklı sonuçlar bulunmuştur. Örneğin, Aggarwal (1981) ABD
dolarının değer kazanmasıyla hisse senedi getirilerinin pozitif yönde etkilendiğini gösterirken, Soenen
and Hennigar (1988) 1980-1986 dönemi için iki değişken arasında anlamlı negatif ilişkinin olduğunu,
Roll (1992) ise 1988-1991 dönemi günlük veriler kullandığı çalışmasında hisse senetleri ile döviz kuru
arasında pozitif ilişkinin varlığı göstermiştir (Phylaktis ve Ravazzolo, 2005: 1032). Chow et al. (1997)
ise 1977-1989 dönemi için aylık veriler kullandıkları çalışmalarında hisse senedi getirileriyle döviz
kuru arasında anlamlı bir ilişkinin olmadığını, buna karşılık altı aydan daha uzun olacak şekilde
dönemi uzattıklarında dolar ile hisse senedi getirisi arasında güçlü bir pozitif ilişkinin olduğunu
göstermişlerdir Chow et al. (1997) çalışmasında dünyanın diğer ülkeleriyle rekabetçi yapısını daha iyi
temsil etmede nominal döviz kurundan ziyade reel döviz kurunun iyi bir gösterge olacağını
belirtmişlerdir.
Mikro düzeyde yapılan çalışmalarda ise yurtiçi firmaların döviz kuru riskine maruz kalmaları
bakış açısından değerlendirmeler üzerine odaklanılmıştır. Firmalar iskontolanmış nakit akımlarında
değişmelere neden olan ekonomik risklerden başka, döviz kuru cinsinden ifade edilen yatırım
işlemlerine bağlı olarak kayıp ve kazançlarla da karşılaşabilmektedir. Çok faktörlü varlık fiyatlama
modellerini kullanan ampirik çalışmalarda genellikle döviz kurunun hem ABD hem de Japon
piyasalarında fiyatlandırılamadığı bildirilmektedir. Ancak döviz kuru riskini uluslararası varlık
fiyatlama modellerine katan sonraki çalışmalarda ise döviz kuru riskinin fiyatlandırılabileceği
gösterilmiştir.
Nakit akım senaryosu modelleri (Dornbusch ve Fisher, 1980), reel döviz kuruyla reel ekonomik
faaliyetler arasındaki ilişkiye dayandırılmaktadır. Reel döviz kurundaki bir artış, yabancı mallar
karşısında yurtiçi malların rekabet edebilirliğini olumlu etkilemektedir Bu durum yurtiçi toplam talep
ve üretimin artmasını sağlamaktadır. Dolayısıyla bir firmanın hisse senedi fiyatı, nakit akımlarının
yurtiçi ve yurtdışı toplam talep tarafından etkilenmesinden dolayı gelecekteki beklenen nakit akımları
yansıtacağından dolayı, hisse senedi fiyatlarıyla reel ekonomik faaliyetler arasındaki pozitif ilişki
ortaya çıkmaktadır. Buradan hareketle hisse senedi fiyatları, sanayi üretimi, reel ekonomik büyüme,
işsizlik ve temettü dağımı gibi ölçülebilen cari ve beklenen ekonomik faaliyetlerle
ilişkilendirilmektedir [(Fama, (1981); Geske ve Roll, (1983) (Phylaktis ve Ravazzolo, 2005:1034)].
Stok senaryo modelleri ise döviz kurunun belirlenmesine yönelik portföy yaklaşımına
dayandırılmaktadır. Bu modele göre ekonomik birimler, servetlerini yurtiçi para, yerli tahviller ve
hisse senetleri ile yabancı menkul kıymetlerden oluşan alternatif varlıklar arasına dağıtırlar. Döviz
kurlarının rolü, varlık talepleri ve varlık arzlarını dengelemektir. Böylece, varlıkların arz ve
talebindeki değişme, denge döviz kurunu değiştirecektir. Örneğin ABD hisse senedi fiyatlarındaki
artış, dünya sermaye piyasalarının entegrasyon derecesine bağlı olarak yerel sermaye piyasalarındaki
hisse senetlerinin fiyatlarını artıracaktır. Kısaca modelde servetteki bir artış hisse senetlerinin her
birine yönelik talep artışı yaratacaktır. Para talebindeki artış ise faiz oranlarının artmasına ve yerli
paranın değerlenmesinin sonucu olarak yabancı varlıklardan yerli varlıklara doğru bir ikamenin ortaya
çıkmasını sağlayacaktır. Aynı zamanda servet etkisi yabancı menkul kıymetler ve döviz kuru talebi
üzerinde ters etkiye sahip olabilmektedir. Yerli ve yabancı varlıklar arasındaki artan ikame kolaylığı,
yerli paranın değer kazanmasına da yol açabilmektedir. Örneğin iki ülke ekonomisinin olduğu bir
ekonomik model düşünüldüğünde, ABD hisse senetleri fiyatlarının değerinin artacağı beklentisi,
doların değer kazanmasına ve böylece diğer ülkenin döviz kurunda artışın ortaya çıkmasına yol
açabilmektedir (Phylaktis ve Ravazzolo, 2005:1035).
3. AMPİRİK LİTERATÜR
Son yıllarda literatürde hisse senedi fiyatını etkileyen makroekonomik ve finansal değişkenlerin
birlikte incelendiği çok sayıda çalışmaya [Lanne (2002), Campbell and Yogo (2003), Janson ve
Moreira (2004), Donaldson and Maddaloni (2002), Goyal (2004)] rastlanmaktadır. Bu çalışmalarda
7
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
GSYİH, sanayi üretim endeksi, enflasyon faiz oranı, döviz kuru, cari işlemler dengesi, işsizlik, bütçe
açığı gibi makroekonomik değişkenler yer almaktadır.
1990’lı yılların ikinci döneminde ABD’de hisse senedi getirileriyle reel ekonomik faaliyetler
arasındaki ilişkide gözlenen kırılma Binswanger (2000, 2001, 2004) çalışmalarıyla ortaya konmuştur.
Yazar, çalışmalarında sermaye piyasası balon hipotezini (stock-market bubble hypothesis) destekler
sonuçlara ulaşmıştır. Özellikle ABD, Japonya ve tüm Avrupa ekonomilerinde 1960 ve 1970’li yıllara
göre 1990’lı yıllar boyunca reel faaliyetlerin hisse senedi getirilerindeki değişmelerin çok küçük bir
kısmını açıkladığı sonucuna ulaşmıştır. Laopodis (2006) ise ABD’de 1970 sonrasında hisse senedi
fiyatları, faiz oranları, enflasyon ve ekonomik faaliyetler arasındaki dinamik ilişkiyi incelediği
çalışmasında, son 30 yıl boyunca farklı parasal rejimlere rağmen reel ekonomik faaliyetlerle hisse
senedi fiyatları arasında tutarlı bir ilişkinin var olmadığı ileri sürmüştür.
Bahmani-Oskooee ve Sohrabian (1992) hisse senedi fiyatlarındaki değişimin firmanın
portföy düzenlemeleriyle döviz kurlarını etkileyeceğini ifade etmişlerdir. Hisse senedi fiyatındaki
değişmelerin, sermaye piyasasındaki yatırımcının güvenini azaltması veya artırmasına göre
sermaye çıkışı kanalıyla döviz kurlarını etkileyebileceğini belirtmişlerdir. Hisse senedi ile döviz
kuru arasındaki ilişkiyi inceleyen çalışmalarda farklı sonuçlar elde edilmiştir. Abdalla ve
Murinde (1997) Hindistan, Kore, Pakistan ve Filipinlerde reel efektif döviz kuru ile hisse senedi
arasındaki ilişkiyi incelemiş ve Filipinler dışında üç ülkede döviz kurundan hisse senedine doğru
tek yönlü nedensellik ilişkisine rastlamışlardır. Granger vd. (2000) ise Asya ülkeleri için döviz
kuru ve hisse senedi arasındaki ilişkiyi inceledikleri çalışmada Güney Kore’de döviz kurunun
hisse senedine neden olduğu şeklindeki geleneksel yaklaşımın görüşüne uygun sonuç elde
edilirken, Filipinlerde iki değişken arasında negatif ilişki bulunarak portföy yaklaşımının bu
ülkede geçerli olduğu, Malezya, Singapur ve Tayland’da iki değişken arasında çift yönlü ilişkinin,
Endonezya ve Japonya’da ise herhangi bir ilişkinin bulunmadığı gösterilmiştir.
Fama (1981) hisse senedi fiyatları ve enflasyon arasında ters ilişki olduğunu tespit
etmiştir. Bu çalışmada hisse senedi fiyatları, firmaların potansiyel gelecek kazançlarını
yansıttığından dolayı enflasyondaki artış beklenen getirilerin bugünkü değerini
azaltacağından, hisse senedi fiyatlarında ve getirilerinde düşüşe neden olacağı sonucuna
ulaşılmıştır.
Chen vd. (1986) çalışmalarında, bir dizi ekonomik değişkenin hisse senedi getirileri ve
menkul değer fiyatları üzerindeki sistematik etkisini incelemişler ve hisse senedi getirilerinin
ekonomik dalgalanmalardan etkilendiği ve senetlerin bu etkilerle uyumlu bir şekilde
fiyatlandığı sonucuna ulaşmışlardır.
Bulmash ve Trivoli (1991) çalışmalarında, hisse senedi fiyatlarıyla makro ekonomik
değişkenlerin ilişkisini tanımlayabilmek ve hisse senedi fiyatlarındaki gecikmeli etkileri
açıklayabilmek için bir model geliştirmişlerdir. Yapılan analizler sonucunda, hisse senedi
fiyatlarının, bazı ekonomik göstergelerin gecikmeli değerleriyle tahmin edilebileceği
sonucuna varmışlardır. Elde edilen sonuçlara göre, para arzının bir, üç ve on iki ay gecikmeli
değerlerinin, hisse senedi fiyatlarıyla pozitif yönde bağlantılı olduğunu bulmuşlardır. Bununla
birlikte, faiz oranlarının hisse senedi fiyatları üzerinde negatif yönde etkisinin olduğu ve
enflasyonun herhangi bir etkisinin olmadığı tespit edilmiştir.
Rapach (2001) on altı ayrı sanayileşmiş ülke için enflasyonla hisse senedi fiyatları
arasındaki uzun dönemli ilişkiyi incelemiş ve çalışma sonucunda enflasyon trendindeki bir
yükselmenin reel hisse senedi değerinde güçlü bir azalmaya neden olmadığı sonucuna
varmıştır.
Morelli (2002) çalışmasında, İngiltere için, aylık veriler ile hisse senedi piyasası
oynaklık ile makro ekonomik değişkenlerdeki oynaklık (endüstriyel üretim, perakende
satışlar, para arzı, enflasyon oranı ve döviz kuru) arasındaki ilişkiyi araştırmıştır. Çalışma
sonucunda makro ekonomik değişkenlerdeki volatilitenin, hisse senedi fiyatlarındaki
volatiliteyi açıklamadığı sonucuna ulaşmıştır.
Apergis ve Eleftheriou (2002) Yunanistan’da hisse senedi fiyatlarıyla enflasyon ve faiz
oranları arasındaki incelemişlerdir. Çalışma sonucunda, enflasyon ve faiz oranları arasındaki
8
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
güçlü ilişkiye rağmen, hisse senedi fiyatlarının faiz oranlarından ziyade enflasyondan
etkilendiği sonucuna ulaşmışlardır.
Al-Khazali (2003) yirmi bir ülke için enflasyonla hisse senedi fiyatları arasındaki kısa
ve uzun dönemli ilişkiyi araştırmış ve kısa dönemde Malezya dışındaki ülkelerde, reel hisse
senedi fiyatlarıyla enflasyon arasında negatif yönde bir ilişkinin varlığını göstermiştir. Uzun
dönemde beklenen enflasyondaki artışla hisse senedi fiyatları arasında pozitif bir ilişkiyi
tespit etmiş ve böylece hisse senetlerinin enflasyondan korunma aracı olarak algılanmasından
dolayı Fisher etkisini destekleyen bir sonuca ulaşmıştır.
Chakravarty (2005) Hindistan üzerinde yaptığı bu çalışmada sanayi üretimi ve hisse
senedi fiyatları arasında pozitif ilişki olduğunu tespit etmiş ve sanayi üretiminden hisse senedi
fiyatlarına doğru Granger nedensel ilişkiye rastlamıştır. Ayrıca ticaret dengesinin hisse senedi
fiyatları üzerinde önemli bir etkisinin olmadığını öngörmüştür.
Rahman vd. (2009) Malezya için seçilen makroekonomik değişkenlerle hisse senedi
fiyatları arasındaki ilişkiyi araştırmışlardır. VAR analizde Malezya hisse senedi endeksi ile
para arzı, faiz oranı, döviz kuru, rezervler ve sanayi üretim endeksi arasındaki uzun dönem
eşbütünleşme ilişkisine rastlanmıştır.
Zügül ve Şahin (2009) Ocak 2004-Aralık 2008 dönemi aylık verileri kullanılarak,
İMKB 100 Endeksi ile bazı makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkiyi araştırmışlardır.
Model sonucunda M1 para arzı, döviz kuru ve faiz ile hisse senedi getiri endeksi arasında
negatif yönlü bir ilişki olduğu, buna karşılık enflasyon oranıyla İMKB 100 Endeksi arasında
pozitif yönlü bir ilişki olduğu ortaya konmuştur.
Imran vd. (2010) Pakistan için 1990-2008 dönemi aylık veriler kullanarak makro
ekonomik değişkenlerle hisse senetleri fiyatları arasındaki nedensel ilişkiyi araştırmışlardır.
Makro ekonomik değişkenler olarak enflasyon, döviz kuru, ticaret dengesi ve sanayi üretim
endeksi kullanılmışlar ve sanayi üretim indeksi ve hisse senetleri fiyatları arasında uzun
dönem ilişki tespit edilmiştir. Bununla birlikte diğer makroekonomik değişkenler ile hisse
senedi fiyatları arasında nedensel ilişkiye rastlanmamıştır
Nikiforos Laopodis, (2011) hisse senedi fiyatları ile ekonomik değişkenler arasındaki
ilişkiyi 1990 ve 2009 dönemi için Fransa, Almanya, İtalya, İngiltere ve Amerika için
incelemişlerdir. Analiz euro öncesi ve sonrası dönem için araştırılmıştır. Çalışmanın
sonucunda elde edilen bulgulara göre, hisse senedi fiyatlarının sanayi üretim ve faiz oranları
tarafından etkilenmediğini ortaya koymuştur.
4. EKONOMETRİK YÖNTEM
A. Model ve Veri Seti
Türkiye’de hisse senedi fiyatları ve makro ekonomik değişkenler arasındaki ilişkiyi araştırmak
amacıyla tanımladığımız model 1, daha önce bu alanda yapılmış ampirik çalışmalardaki modellere
uygunluk göstermektedir.
ln LMKBt = β 0 + β 1 ln Yt + β 2 ln LM 2Yt + β 3 ln RERt + β 4 ln URYt + u t
(1)
Modelde bağımlı değişken MKB hisse senetlerinin fiyatlarını temsil etmesi amacıyla İMKB
Ulusal 100 endeksini, bağımsız değişkenlerden M2Y ve URY, GSYİH’ya oran olarak sırasıyla geniş
tanımlı parasal büyüklüğü ve uluslararası rezervleri, RER is reel döviz kurunu ve u t hata terimini
göstermektedir.
Araştırmada 1987–2008 dönemine ilişkin üç aylık veriler kullanılmıştır. Modelde hisse senedi
fiyatları (MKB) 2005=100 endeksi esas alınarak hesaplanan IMF istatistiklerinden alınmıştır. Modelde
geniş tanımlı parasal büyüklük (M2) ve uluslararası rezerv (UR) serisi IMF istatistiklerinden
alınmıştır. Bu iki serinin GSYIH’ya oranlanmasında nominal GSYİH serisi IMF istatistiklerinden
alınmıştır. Modeldeki Reel döviz kuru ve reel GSYİH (Y) serisi ise TCMB elektronik veri dağıtım
sisteminden (EVDS) elde edilmiştir. Modeldeki parasal büyüklük ve TL/dolar kuruyla çarpılan
uluslararası rezervler göstergeleri GSYİH’ya oranlanmıştır. Ardından tüm serilerin logaritması alınmış
ve Tramo/Seats yöntemiyle mevsimsellikten arındırılmıştır. Modellerin tahmininde Eviews 6.0 Beta
9
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
ekonometri paket programı kullanılmıştır. Modelde kullanılan değişkenlerin Grafiksel gösterimi
aşağıdadır.
Grafik 1: Modelde Kullanılan Değişkenlerin Grafiksel Gösterimi
LMKB
LY
6
7.6
4
7.4
2
7.2
0
7.0
-2
6.8
-4
-6
6.6
88
90
92
94
96
98
00
02
04
06
08
88
90
92
94
LRER
96
98
00
02
04
06
08
00
02
04
06
08
LM2Y
5.4
0.8
5.2
0.4
5.0
0.0
4.8
-0.4
4.6
-0.8
4.4
-1.2
88
90
92
94
96
98
00
02
04
06
08
88
90
92
94
96
98
LURY
-0.5
-1.0
-1.5
-2.0
-2.5
-3.0
88
90
92
94
96
98
00
02
04
06
08
Modelde β1 katsayısı hisse senedi fiyatlarıyla (sanayi üretim endeksini temsil etmesi
bakımından) ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi göstermekte ve pozitif değer alması ( β1 >0)
beklenmektedir. Stok değerleme modelleri, hisse senedi fiyatlarının gelecekte beklenen nakit
akımlarının bugünkü değerine eşit olacağını ifade ederek, ekonomideki büyümenin firmaların
gelecekteki nakit akımlarını artıracağını ve bu durumun hisse senedi fiyatlarının yükselmesine yol
açacağını ileri sürmektedir. Bu etkileşimin uzun dönemde istikrarlı olması, hisse senedi fiyatlarıyla
ekonomik büyüme arasındaki ilişkinin güçlü olmasını sağlayacaktır.
Hisse senetleri ile parasal genişleme arasındaki ilişkiyi gösteren β 2 katsayısının pozitif veya
negatif değer olması beklenmektedir. Para arzındaki pozitif bir artışın gelecekte sıkı para politikası
uygulamasına yol açacağı beklentisi, gelecekte faiz oranındaki artırarak iskonto oranlarının
yükselmesini ve getirilerin bugünkü değerinin düşmesini sağlayabilecektir. Bu durumda para arzındaki
bir artış, hisse senedi fiyatlarının azalmasına neden olacaktır. Aynı zamanda faiz oranlarındaki artışın
bir sonucu olarak ekonomik faaliyetlerdeki gerileme, hisse senedi fiyatlarını azaltacaktır. Diğer
taraftan pozitif bir parasal şokun ekonomiyi canlandırması ve halkın elindeki nakit akımlarını
yükseltmesiyle hisse senetlerine olan talep artacak hisse senedi fiyatı yükselebilecektir. Para talebi
değişemese de para arzının artması, enflasyondan dolayı nakit tutmanın fırsat maliyetini artırmasıyla
faiz oranını yükseltecektir. Daha yüksek faiz getirisi elde etme isteği, hisse senetlerinden faiz getirisi
10
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
sağlayan varlıklara yönelik talebin artmasını ve sonuçta hisse senedi fiyatlarının azalmasını
sağlayacaktır.
β 3 katsayısı ise hisse senetleri fiyatları ile reel döviz kuru arasındaki ilişkiyi temsil etmekte ve
nakit akım senaryosu modellerinde reel döviz kuruyla reel ekonomik faaliyetler arasındaki ilişkiden
dolayı katsayının pozitif değer alması beklenmektedir. Reel döviz kurundaki bir artış, yabancı mallar
karşısında yurtiçi malların daha rekabetçi olmasını sağlayarak yurtiçi toplam talep ve üretimi
artırabilmektedir. Dolayısıyla bir firmanın hisse senedi fiyatı, yurtiçi ve yurtdışı toplam talepten elde
edilecek nakit akımlarının değerini yansıtacağından dolayı, hisse senedi fiyatlarıyla reel döviz kuru
arasında pozitif ilişki ortaya çıkacaktır.
β 4 katsayısı da hisse senedi fiyatlarıyla uluslararası rezervler arasındaki ilişkiyi yansıtmakta bu
katsayının da pozitif değer alması beklenmektedir. Ülkenin risk primini azaltan ve kolay dış
borçlanma sağlamak açısından bir güvence teşkil eden uluslararası rezervler, ülke dışından mal ve
hizmet alımlarını kolaylaştırması, gelecekteki belirsizlikleri ve riskleri azaltması bakımından
firmaların faaliyetlerinin güçlü ve kesintisiz bir şekilde sürmesine yardımcı olacaktır. Rezervlerin
artması istikrarlı bir ekonomik yapının oluşmasına katkıda bulunarak firmaların cari ve gelecekte elde
edecekleri nakit akımlarının iyileşmesinin bir göstergesi sayılacaktır.
B. Birim Kök Test Sonuçları
Ekonometrik tahminlerde zaman serilerinin durağanlığı önemlidir. Granger ve Newbold
(1974) durağan olmayan zaman serileriyle çalışılması halinde sahte regresyon problemiyle
karşılaşılabileceğini göstermiştir. Dolayısıyla, durağan serilerin kullanıldığı serilerden elde edilen
sonuçlarda bir sorun gözlenmez iken, durağan olmayan serilerin kullanılması güvenilir olmayan ve
yorumlanması zor olan sonuçların elde edilmesine yol açabilecektir. Bu nedenle ilk olarak Dickey ve
Fuller (1979, 1981) ve Phillips-Perron (PP) (1988) birim kök testleri yardımıyla çalışmada kullanılan
serilerin durağanlığı araştırılmıştır. Tablo 1 durağanlık test sonuçlarını göstermektedir. ADF birim kök
test sonuçları, serilerinin tamamının seviye itibariyle durağan olmadığı şeklindeki yokluk hipotezini
reddedememektedir. Ancak, serilerin birinci derece farkları alınarak yapıldığında, serilerin durağan
olduğu şeklindeki alternatif hipotez kabul edilmektedir. PP test sonuçları da ADF testi ile bulunan
birim kök test sonuçlarını doğrulamaktadır. Her iki birim kök testi de serilerin aynı düzeyde [I(1)]
entegre olduklarını göstermektedir.
Tablo 1: Birim Kök Test Sonuçları
Değişken
LMKB
LY
LM2Y
LRER
LURY
Düzey/
Birinci
Fark
Düzey
Augmented Dickey-Fuller (ADF)
Test istatistiği
Trendsiz
Trendli
Philips-Perron (PP)
Test istatistiği
Trendsiz
Trendli
-2.147(0)
-0.935(0)
-2.047(2)
-1.185(2)
Birinci
Fark
Düzey
-7.962(0)***
-8.162(0)***
-7.937(2)***
-8.146(2)***
-0.226(4)
-2.402(4)
-0.843(3)
-3.055(4)
Birinci
Fark
Düzey
-5.493(3)***
-5.437(3)***
-10.396(3)***
10.336(3)***
-0.244(0)
-1.300(0)
0.244(0)
-1.226(0)
Birinci
Fark
Düzey
-9.375(0)***
-9.854(0)***
-9.375(0)***
-9.884(3)***
-0.657(4)
-3.296(0)
-1.481(2)
-3.365(1)
Birinci
Fark
Düzey
-6.854(4)***
-6.817(3)***
-9.771(5)***
-9.690(5)***
-2.014(4)
-2.001(4)
-1.711(3)
-2.170(4)
Birinci
Fark
-5.413(3)***
-5.550(3)***
-10.479(4)***
-10545(3)***
Sonuç
I(1)
I(1)
I(1)
I(1)
I(1)
Not: ADF testinde parantez içindeki değerler Schwarz Bilgi kriteri kullanılarak seçilen gecikme uzunluklarıdır ve
maksimum gecikme uzunluğu 11 olarak alınmıştır. PP testinde optimal gecikme uzunluğu, Bartlett kernel (default)
spectral estimation yöntemi ve Newey-West Bandwidth (automatic selection) kriterlerinden yararlanılmıştır. Yüzde 1
ve yüzde 5’e göre durağanlık testi yapılmıştır. *** % 1, düzeyinde anlamlılığı ifade etmektedir.
11
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
C. Koentegrasyon Analizi
Seriler arasında uzun dönemde bir denge ilişkisinin bulunup bulunmadığını tespit etmek için
koentegrasyon analizine başvurmak gerekmektedir. Bu amaçla çalışmada Johansen (1998) ve
Johansen ve Jesulius (1990) tarafından geliştirilen koentegrasyon (eşbütünleşme) testi uygulanacaktır.
Johansen- Jesulius (JJ) yöntemi literatürde Engle-Granger (1987) tarafından geliştirilen iki aşamalı
prosedürden daha üstün görülmektedir. JJ yaklaşımını aşağıdaki VAR (vektör otoregresif) modeliyle
açıklamak mümkündür.
X t = Φ + Φ 1 X t −1 + Φ 2 X t − 2 + ... + Φ p X t − p + ε t
(2)
Model 2’de X t ve Φ , işaretleri (n x 1) boyutunda değişkenler vektörünü ve sabit terimler
vektörünü, Φ 1 , Φ 2 ,...Φ p ’ler (n x n) katsayı matrislerini, ε t ,ie (n x 1) hata terimleri vektörünü
göstermektedir. Bu ilişkiye fark operatörü dahil edildiğinde aşağıdaki denklem 3 elde edilecektir.
∆X t = Ψ1 ∆X t −1 ... + Ψ p −1 ∆X t − p +1 + ΩX t − p + ε t
(3)
Denklem 3’de Ψ = −( I − Φ 1 − ... − Φ i ) (i=1…,p-1) ve Ω = −( I − Φ 1 − ... − Φ p ) ’yı temsil
etmektedir. Modelde Ψi ve Ω parametrelerin tahmin edilmesiyle hem kısa hem de uzun döneme
ilişkin X t ’deki değişmelerle veya uyum süreciyle ilgili bilgi elde edilebilmektedir. Bu ilişkide µ ’nın
uyum hızı parametresi ve δ ’nın da δ ' X t − p şeklinde denklem 3’e yerleştirildiği şeklinde bir uzun
dönem katsayılar matrisi olduğu düşünülürse, Ω = µδ ' eşitliği (n-1) sayıda koentegrasyon ilişkisini
gösterecektir. Bu durum X t ’nin uzun dönem denge durumuna geldiğinin bir göstergesi olacaktır.
X t ’nin durağan olmayan I(1) değişkenler vektörü olduğu varsayılırsa denklem 3’deki bütün
∆X t −i terimlerinin I(0) olması gerekmektedir. Ayrıca ε t ’nın gerekli şartları sağlayabilmesi için
ΩX t − p ’nin de durağan olması gerekmektedir (Haris ve Solis, 2003: 110).
Durağan olmayan seriler arasında uzun dönem bir denge ilişkisinin varlığını araştırmak ve
koentegrasyon vektörlerinin sayısını belirlemek için Johansen ve Juselius (1988) (JJ) tarafından
geliştirilen çoklu ko-entegrasyon testine başvurulmaktadır. Bu amaçla iz (trace) ve maksimum
özdeğer (eigenvalue) test istatistiği kullanılmaktadır. İz testi λtrace = T = Σ J = r +1,n ln(1 − λ ) şeklinde
tanımlanmakta ve sıfır (null) hipotezini “en çok r kadar koentegre vektör vardır” şeklinde ifade
etmektedir. Trace değer istatistiği ise λ max = −T (ln(1 − λ ) şeklinde tanımlanarak “en çok r kadar
koentegre vektör vardır” sıfır hipotezine karşılık r + 1 kadar vardır alternatif hipotezini test
etmektedir. Denklemdeki T testler kullanılan gözlem sayısını, λ j ’ler serilerin durağan olmadığı
varsayımı altında tahmin edilen kökleri göstermektedir. Her iki testte kullanılan kritik değerler JJ
tarafından oluşturulmuştur. JJ testinde, VAR’daki gecikme sayısı önemlidir. Eğer, gecikme sayısı çok
az ise model eksik belirlenecek, çok fazla olursa serbestlik derecesi azalacaktır. Tahmin edilecek VAR
modeline geçilmeden önce, model için uygun gecikme uzunluğu belirlenmiştir. Johansen testi
yapılırken “VAR ve koentegrasyonda sabit parametre vardır” şeklindeki üçüncü seçeneğe göre model
çözülmüştür ve 1 gecikme değerinde otokorelasyona rastlandığından gecikme uzunluğu 2 olarak
alınmıştır.
Bu gecikme uzunluğunda kurulan modelin otokorelasyon, değişen varyans içermediği ve
normal dağılım gösterdiği, LM, White, Jarque Bera normallik testi kullanılarak saptanmıştır. Buna
göre aşağıdaki Tablo 3’de Model 1 için JJ koentegrasyon testi sonuçları gösterilmektedir.
12
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
Tablo 3: Johansen-Juselius Eşbütünleşme Testi Sonuçları
Değişkenler: LMKB, LY, LM2Y, LRER, LURY
Gecikme Sayısı=2
r=0
İz (Trace) İstatistiği
Test
Kritik
İstatistiği Değer
(%5)
91.881**
69.818
r≥1
r=0
r≤1
r≥2
41.921
47.856
r≤1
r=2
17.578
27.584
r≤2
r≥3
24.342
29.797
r≤2
r=3
14.884
21.131
r≤3
r≥4
9.457
15.494
r≤3
r=4
6.675
14.264
r≤4
r=5
2.782
3.8414
r≤4
r=5
2.7828
3.8414
Sıfır
Hipotez
(H0)
Alternatif
Hipotez
(H1)
Sıfır
Hipotez
(H0)
Maksimum Özdeğer İstatistiği
Alternatif
Test
Kritik
Hipotez
İstatistiği
Değer
(H1)
(%5)
49.960**
33.876
r=1
Tablo 3’de JJ test sonuçlarına göre, 5 değişken arasında koentegrayon olmadığını (r=0) ifade
eden boş hipotezi yüzde 5 anlamlılık düzeyinde reddedilmektedir. Nitekim hesaplanan hem Trace (İz)
değerinin hem de Maximum Eigenvalue (Öz) değerinin hesaplanan değerleri kritik değerlerinden
büyüktür. Diğer yandan r≤1, r≤2, r≤3 ve r≤4 hipotezleri yüzde 5 anlamlılık düzeyinde
reddedilmemiştir. Bu bakımdan modelde tek bir koentegrasyon vektörünün bulunduğu
anlaşılmaktadır. Yukarıdaki JJ yöntemiyle elde edilen normalize edilmiş koentegrasyon vektörü
sonuçları aşağıda gösterilmektedir.
Tablo 4: Normalize Edilmiş Koentegrasyon Vektörü
LMKB=f(LY, LM2Y, LRER, LURY)
LMKB=f(LY, LM2Y, LRERY, LURY)
LMKB
1
LY
-3.209** (1.294)
LM2Y
2.096***
(0.479)
LRER
-7.189***
(1.320)
LURY
-3.081***
(0,378)
LMKBt = 0.3.20LYt − 2.09M 2Yt + 7.18LRERYt + 3.08LURYt
Not: Parantez içindeki değerler standart hatayı göstermektedir.
Yukarıdaki Tablo 4 incelendiğinde, LMKB=f(LY, LM2Y, LRER, LURY) şeklinde ifade edilen beş
değişkenli modelde uzun dönemde, hisse senedi fiyatlarıyla reel döviz kurunun, uluslararası
rezervlerin yüzde 1, ekonomik büyümenin ise yüzde 5 anlamlılık düzeyinde istatistiksel bakımdan
anlamlı ve pozitif bir ilişki içinde olduğu görülmektedir. Tablo 4’de elde edilen sonuçlarla ilgili
aşağıdaki değerlendirmeler yapılabilir:
-Türkiye’de ekonomik büyüme ile hisse senedi fiyatları arasında pozitif bir ilişkinin olması,
Fama (1981,1990), Zhao (1999) ve Ho-Kim (2003) tarafından elde edilen sonuçlara uygundur.
Türkiye’de ekonomik büyümenin artmasıyla firmaların gelecekteki nakit akımlarının artıracağını, bu
gelişmenin de hisse senedi fiyatlarına yansıyacağını göstermektedir. Ekonomideki büyümenin hisse
senedi fiyatlarını ve getirilerini yükselteceğini ileri süren varlık fiyatlama modelleri de bu sonucu
doğrulamaktadır.
-Türkiye’de para arzı ile hisse senedi fiyatları arasındaki negatif ilişkinin olması, parasal
genişleme kısa dönemde likidite etkisiyle faiz oranlarını düşürse de, para arzındaki artışın sürmesi,
beklenen fiyat artışı ve gelir etkisiyle birlikte faiz oranlarını yükseltmektedir. Artan faiz oranları ise
hisse senedi getirilerinin bugünkü değerinin düşmesine neden olabilmektedir. Ayrıca faiz oranlarının
artmasıyla, varlık portföyü dengesi yeniden düzenlenecek ve bu süreçte hisse senetlerine yönelik talep
azalarak faiz getirisi sağlayan sabit getirili tahvillere yönelik talep kayması gerçekleşecektir. Modelde
elde edilen para arzındaki artışın hisse senedi fiyatlarını negatif yönde etkileyeceği bulgusu Bernanke
ve Kuttner (2005)’ın sonuçlarına uygunluk göstermektedir.
13
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
-Modelde reel döviz kuru ile uluslar arası rezerv değişkenlerine ait katsayıların pozitif olması da
Türkiye’de her iki değişkenle hisse senedi fiyatları arasında pozitif ilişkin var olduğunu
açıklamaktadır. Türkiye’de reel döviz kurundaki bir artış, yabancı mallar karşısında yurtiçi malların
daha rekabetçi olmasını ve ihracatın artmasını sağlamaktadır. Dolayısıyla firmaların hisse senedi
fiyatları, yurtiçi ve yurtdışı toplam talepten elde edilecekleri nakit akımlarının değerini
yansıtacağından, hisse senedi fiyatlarıyla reel döviz kuru arasında pozitif ilişki ortaya çıkacaktır. Diğer
taraftan Türkiye’nin risk primini azaltan ve kolay dış borçlanma sağlama olanağı yaratan uluslararası
rezervlerin artması da, gelecekteki belirsizlikleri ve riskleri azaltması bakımından firmaların reel
faaliyetlerinin güçlü ve kesintisiz bir şekilde sürmesine yardımcı olacak ve hisse senetleri fiyatlarını
olumlu etkileyecektir.
Aşağıdaki Grafik 2’de tahmin edilen modele ait AR karakteristik polinomun ters köklerinin
birim çember içerisindeki konumu da, modelin durağanlık açısından herhangi bir sorun taşımadığını
ortaya koymuştur. Eşbütünleşme ilişkisinin varlığı için köklerden birisinin, birim ve diğerlerinin ise
mutlak değer olarak birden küçük olması zorunludur. Ayrıca karakteristik köklerin simetrik
izdüşümlere sahip olması, VAR sisteminin istikrarlı bir yapıda olduğunu ve eşbütünleşme ilişkisinin
normal bir dağılım taşıdığını desteklemektedir.
Grafik 2: AR Karakteristik Ters Polinom Köklerinin Birim
Çember İçerisindeki Konumu
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
Grafik 3’de ise sistemin sahip olduğu eşbütünleşme ilişkisi verilmiştir. Grafikte yer alan
eşbütünleşme ilişkisi, sıfır etrafında dalgalanmaktadır. Bu durum, modelde yer alan ve bireysel olarak
durağan olmayan değişkenlerin doğrusal bileşiminin durağan olduğunu görsel olarak ifade etmektedir.
Grafik 3:Sistemin Eşbütünleşme İlişkisi
4
3
2
1
0
-1
-2
88
90
92
94
96
98
00
02
Cointegrating relation 1
D. Nedensellik Testleri
14
04
06
08
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
Koentegrasyon analizi LMKB, LY, LM2Y, LRER ve LURY arasında uzun dönemli bir
ilişkinin olduğunu göstermesine rağmen, Granger nedenselliğinin yönü ile ilgili bir bilgi
vermemektedir. Engle ve Granger (1987)’a göre değişkenler arasında koentegrasyonun bulunması
durumunda değişkenler arasında en azından tek yönlü bir nedensellik mevcut olacak ve vektör hata
düzeltme modeli (VECM) kullanılabilecektir. Birinci mertebeden durağan [I(1)] değişkenler kümesi
koentegre ise, VAR modelinde belirlenen hata düzeltme teriminin vektör hata düzeltme modeline
(VECM) alınmaması nedensellik testlerinde spesifikasyon hatasına neden olabilmektedir. Bu nedenle
VAR yapısında olası nedenselliğin yönünü tespit edebilmek için değişkenlerin her birinin bağımsız
değişken olarak kullanıldığı VECM modeline hata düzeltme terimlerinin (ECT) dahil edilmesi faydalı
olacaktır. Örneğin LMKB, LY, LM2Y, LRER ve LURY arasındaki nedenselliğin araştırıldığı çok
değişkenli bir modelde, hata düzeltme modelleri oluşturularak aşağıdaki testler uygulanmaktadır.
n
n
n
n
∆LMKBt = α1 + ∑α11(i)∆LYt −i + ∑α12 (i)∆LM 2Yt −i + ∑α13(i)∆LRERt −i + ∑α14 (i)∆LURYt −i +ψ1ECTt −1 + ε1t
i =1
n
i =1
i =1
İ =1
n
n
n
∆LYt = α 2 + ∑ α 21 (i )∆LMKBt − i + ∑ α 22 (i ) ∆LM 2Yt − i + ∑ α 23 (i )∆LRERt − i + ∑ α 24 (i ) ∆LURYt − i + ψ 2 ECTt −1 + ε 2t
i =1
i =1
n
i =1
n
n
n
i =1
i =1
i =1
i =1
n
n
n
n
∆LURYt = α 4 + ∑α 41 (i ) ∆LMKBt − i + ∑α 41 (i) ∆LYt − i + ∑α 43 (i)∆LM 2Yt − i + ∑α 44 (i) LRERt − i +ψ 3 ECTt −1 + ε 4t
i =1
(5)
i =1
∆LM 2Yt = α 3 + ∑ α 31 (i )∆LMKBt − i + ∑α 31 (i) ∆LYt − i + ∑ α 33 (i )∆LRERt − i + ∑ α 34 (i ) LURYt − i +ψ 3 ECTt −1 + ε 3t
i =1
(4)
i =1
(6)
(7)
i =1
Yukarıdaki modellerde her değişken için optimal gecikme uzunluğu Akaike Bilgi Kriteri’ne
göre belirlenmektedir. Vektör hata düzeltme modeline dayalı olarak ortaya çıkan nedenselliğin
kaynağının belirlenebilmesi için, açıklayıcı değişkenlerin bütün katsayılarına birlikte uygulanan Wald
testine ve uzun dönem koentegrasyon ilişkisinden elde edilen bir dönem gecikmeli hata düzeltme
terimlerinin katsayılarına uygulanan t testine bakılması gerekmektedir. Uygulanan Wald testi
sonucunda açıklayıcı değişkenlerin katsayılarının grup olarak F istatistiğine göre istatistiksel olarak
anlamlı olması durumunda kısa dönem veya hata düzeltme terimlerinin katsayılarının t istatistiğine
göre anlamlı çıkması durumunda ise uzun dönem nedensellikten bahsedilmektedir.
Örneğin Model 4’da α 11 (i ) terimlerinin anlamlı olması “kısa dönemde reel ekonomik büyüme,
hisse senedi fiyatlarının Granger nedenidir” şeklinde yorumlanmaktadır. α 11 (i ) terimlerinin
anlamlılığı Wald testi kullanılarak test edilmektedir. Benzer şekilde aynı modelde α 12 (i ) terimlerinin
anlamlılığı test edilmekte ve anlamlı ise “kısa dönemde parasal büyüme hisse senedi fiyatlarının
Granger nedenidir” ifadesi kabul edilmekte, aksi halde reddedilmektedir. Uzun dönem nedenselliğe
ise ψ i ’in t testi ile anlamlılığı test edilerek karar verilmektedir. Böylece gecikmeli bağımsız
değişkenlerdeki değişmeler kısa dönem nedenselliği tanımlarken, hata düzeltme katsayıları (ψ i ) uzun
dönemde bir değişkenin diğer değişkenlerle olan nedensellik ilişkisini göstermektedir. Aşağıdaki
Tablo 5’de değişkenler arasında kısa ve uzun dönem nedensellik ilişkisini araştırmak amacıyla
oluşturulan vektör hata düzeltme modellerine ilişkin test sonuçları gösterilmektedir.
Tablo 9: Hata Düzeltme Modeline Dayalı Granger Nedensellik Testi Sonuçları
Bağımsız
Değişken
Bağımlı
∆ LMKB
F-ist (p)
∆LY
F-ist (p)
∆LM2Y
[F-ist (p)]
0.064
(0.800)
-
2.316*
(0.100)
0.117
(0.732)
-
∆ LRER
∆LURY
ECTt-1
[F-ist (p)])
F-ist (p)
[t-ist (p)]
3.816***
(0.004
0.030
(0.861)
0.065
(0.806)
0.007
(0.928)
0.851
(0.470)
0.809
(0.371)
-0.153***
(0.000)
-0.300***
(0.002)
-0.096*
(0.051)
Değişken
∆ LMKB
-
(Model 4)
∆LY
(Model 5)
∆ LM2Y
(Model 6)
0.303
(0.583)
3.584*
(0.061
1.738
(0.174)
15
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
0.310
(0.275)
1.116
(0.339)
∆ LRER
(Model 7)
∆LURY
(Model 8)
0.146
(0.702)
4.334***
(0.002)
2.719*
(0.072
1.267
(0.284)
2.499**
(0.042)
2.309*
(0.100)
-
-0.271***
(0.005)
-0.225*
(0.066)
Not: Tablodaki değerler F-istatistiği değerlerini, parantez içindeki değerler p-olasılık değerlerini, *,
**, ***, sırasıyla istatistiksel olarak yüzde 1, yüzde 5 ve yüzde 10 anlamlılık düzeylerini
göstermektedir
.
Yukarıdaki Tabloda 4, 5, 6 ve 7 nolu modellerde hata düzeltme terimi katsayısının (ψ )
istatistiksel olarak anlamlı olması, bu modellerde uzun dönem nedensel etkinin var olduğunu
göstermektedir. Örneğin Model 4 için uzun dönem nedensellik etki; reel büyüme, parasal büyüklük,
reel döviz kuru ve uluslar arası rezervler uzun dönemde hisse senedi fiyatlarının Granger nedenidir
şeklinde yorumlanmaktadır. Bu sonuç Tablo 3’te elde edilen uzun dönem ilişkisini gösteren hisse
sendi fiyatları modeliyle tutarlılık göstermektedir. Model 5’te ise hisse senedi fiyatları, parasal
büyüme, reel döviz kuru ve uluslar arası rezervlerden ekonomik büyümeye doğru, model 6’da ise hisse
senedi fiyatları, reel büyüme, reel döviz kuru ve uluslar arası rezervlerden parasal büyümeye doğru
uzun dönem nedensel etkinin varlığı görülmektedir. Kısa dönem nedensel etkiler incelendiğinde, hisse
senedi fiyatlarıyla parasal büyüme ve reel döviz kuru ile reel büyüme arasında çift yönlü kısa dönem
nedensellik ilişkinin bulunduğu, buna karşılık reel döviz kurundan hisse senedi fiyatlarına ve parasal
büyümeden reel döviz kuruna, reel büyümeden ise uluslar arası rezervlere doğru tek yönlü kısa dönem
nedensellik ilişkisinin var olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Aşağıdaki şekilde değişkenler arasındaki kısa
dönem nedensellik ilişkileri gösterilmektedir. Böylece ekonomik büyüme, uluslararası rezevleri,
uluslararası rezervler de parasal büyüme aracılığıyla kısa dönemde hisse senetleri üzerinde Granger
etkiye yol açmaktadır.
Şekil 1: Değişkenler Arasındaki Kısa Dönem Nedensellik İlişkileri
LY
LMKB
LM2Y
LRER
LURYY
SONUÇ
Hisse senedi fiyatları gelecekteki ekonomik faaliyetler hakkında önemli bilgi sağlamaktadır.
Yapılan ampirik uygulamalarda hisse senedi getirileri ile yatırım ve üretim artışı arasında pozitif bir
ilişkinin varlığı gösterilmiştir. Bu modellerde hisse senetleri fiyatı gelecekteki nakit akımlarının veya
temettülerin iskontolanmış değerinin toplamına eşittir. Hisse senedi fiyatında beklenmeyen artışlar
gelecekteki temettü artışlarının daha fazla artmasını sağlarken diğer taraftan da gelecekteki iskonto
oranlarının öngörülen düzeyinden daha düşük olmasını sağlayacaktır. Hisse senedi fiyatında artış
gelecekte beklenen üretim artışının daha fazla artacağının bir işareti sayılmaktadır. Standart hisse
senedi değerleme modelleri, hisse senedi fiyatlarının beklenen nakit akımlarının iskontolanmış değeri
tarafından etkileneceğini öngörmektedirler.
Para arzının hisse senedi fiyatlarını nasıl etkileyeceği konusunda rakip görüşler mevcuttur.
Bunlardan birincisi para arzındaki dartışların kişilerde gelecekte sıkı para politikası beklentisine yol
açması durumunda faiz oranındaki artışa bağlı olarak iskonto oranlarının yükselmesine ve hisse senedi
fiyatlarını azalmasına neden olacağını ileri sürmektedir Bu durumda faiz oranlarındaki artışın bir
16
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
sonucu olarak ekonomik faaliyetlerdeki bir gerileme hisse senedi fiyatlarını azaltacaktır. İkinci görüş
ise bir parasal genişlemenin gelecekte üretim beklentilerinin nedeni olan para talebi hakkında bir bilgi
sağlaması ve halkın elinde tuttuğu nakit akımlarını artırması halinde hisse senedi fiyatlarını
artırabilecektir. Para arzının artması para talebinin yükselteceği şeklinde algılanırsa, bu durum
ekonomik faaliyetlerde bir artış sinyali olarak görülecek ve hisse senetleri fiyatları artacaktır.
Reel döviz kuruyla reel ekonomik faaliyetler arasındaki ilişkiler nakit akım senaryosu
modellerine dayandırılmaktadır. Reel döviz kurundaki bir artış, yurtiçi malların rekabet edebilirliğini
olumlu etkileyerek firmaların ürettikleri mallara yönelik toplam talebin artmasını sağlayacaktır.
Dolayısıyla reel döviz kurunun artmasıyla firmaların yurtdışı beklenen nakit akımları artacak ve
böylece hisse senedi fiyatları yükselecektir.
Bu çalışmada Türkiye’de 1987–2008 için hisse senedi fiyatlarıyla ekonomik büyüme, reel
döviz kuru, parasal büyüme ve uluslararası rezervler arasında uzun dönem ilişkisine rastlanmıştır.
Modelde hisse senedi fiyatlarıyla uluslararası rezervler, reel döviz kuru ve ekonomik büyüme arasında
pozitif ve anlamlı, parasal genişleme arasında ise negatif ve anlamlı bir uzun dönem ilişkisi
belirlenmiştir. Bu sonuç, uzun dönemde Türkiye’de hisse senetleri piyasasının beklentilere uygun
olarak ekonomik büyüme, uluslararası rezerv ve reel döviz kuru artışından olumlu yönde etkilendiğini
göstermektedir. Hata düzeltme modeline dayalı Granger nedensellik testlerinde hisse senedi
fiyatlarıyla parasal büyüme ve reel döviz kuru ile reel büyüme arasında çift yönlü kısa dönem
nedensellik ilişkinin bulunduğu, buna karşılık reel döviz kurundan hisse senedi fiyatlarına ve parasal
büyümeden reel döviz kuruna, reel büyümeden ise uluslararası rezervlere doğru tek yönlü kısa dönem
nedensellik ilişkisinin var olduğu sonucuna ulaşılmıştır.
Model sonucunda elde edilen temel bulgulardan hareketle aşağıdaki sonuçlara ulaşılmıştır:
-Türkiye’de ekonomik büyümenin artmasıyla firmaların gelecekteki nakit akımlarının
artıracağını, bu gelişmenin de hisse senedi fiyatlarına yansıyacağını doğrulanmıştır. Bu sonuç
ekonomideki büyümenin hisse senedi fiyatlarını ve getirilerini yükselteceğini ileri süren varlık
fiyatlama modellerine uygundur.
-Türkiye’de parasal genişleme kısa dönemde likidite etkisiyle faiz oranlarını düşürse de, para
arzındaki artışın sürmesi, beklenen fiyat artışı ve gelir etkisiyle birlikte faiz oranlarını yükseltmektedir.
Türkiye’de artan faiz oranları ise hisse senedi getirilerinin bugünkü değerinin düşmesine neden
olabilmektedir.
-Türkiye’de reel döviz kurundaki bir artış, yabancı mallar karşısında yurtiçi malların daha
rekabetçi olmasını ve ihracatın artmasını sağlamaktadır. Dolayısıyla firmaların hisse senedi fiyatları,
yurtiçi ve yurtdışı toplam talepten elde edilecekleri nakit akımlarının değerini yansıtacağından, hisse
senedi fiyatlarıyla reel döviz kuru arasında pozitif ilişki doğrulanmıştır.
Türkiye’de risk primini azaltan ve kolay dış borçlanma sağlamak açısından bir güvence teşkil
eden uluslararası rezervler, ülke dışından mal ve hizmet alımlarını kolaylaştırması, gelecekteki
belirsizlikleri ve riskleri azaltması bakımından firmaların faaliyetlerinin güçlü ve kesintisiz bir şekilde
sürmesine yardımcı olacaktır. Dolayısıyla uluslararası rezervlerin artmasının da hisse senedi fiyatlarını
artıracağı modelde ortaya konmuştur.
Yukarıdaki sonuçlardan hareketle Türkiye’de sermaye piyasasının geliştirilmesi ve firmaların
nakit akımlarının artırılmasını amacıyla parasal faktörlerden ziyade dışa açık, yatırım ortamını
iyileştirici ve reel büyümeyi destekleyici makro ekonomi politikalarına ağırlık verilmesi önerilebilir.
17
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
KAYNAKÇA
ABDALLA, I.S. ve A. MURINDE (1997), Exchange Rate and Stock Price Interactions in Emerging
Markets: Evidence on India, Korea, Pakistan and the Philippines, Applied Financial
Economics, 7, pp.25-35.
AGGARWAL, R., (1981), Exchange Rates And Stock Prices: A Study Of The Us Capital Markets
Under Floating Exchange Rates”, Akron Business and Economic Review, Fall, 7-12.
AL-KHAZALI, O.M. (2003), “Stock Prices, Inflation And Output:Evidence From The Emerging
Markets”, Selected Paper, European Applied Business Research Conference, Venice, Italy.
APERGIS, N. ve S. ELEFTHERIOU, (2002), “Interest Rates, Inflation and Stock Prices: The Case of
Athens Stock Exchange”, Journal of Policy Modeling, 24 pp.231-236.
BAHMANI-OSKOOEE, M. ve A. SOHRABIAN, (1992), “Stock Prices and the Effective Exchange
Rate of the Dollar”, Applied Economics, 24, pp.459-64.
BALVERS, R. J., COSIMANO, T. F., B. McDONALD, (1990), “Predicting Stock Returns In an
Efficient Market” Journal of Finance, XLV, 1109–1135.
BARRO, R. J. (1989), The stock market and macroeconomy: implication of the October 1987 Crash.
In R. W. Kamphius, R. C. Kormendi, ve J. W. H. Watson (Eds.), Black Monday and
the Future of Financial Markets.
BARRO, R. J. (1990), “The Stock Market and Investment.” Review of Financial Studies, 3(1), pp.
115-31.
BERNANKE, Ben S. ve K. N. KUTTNER (2005), “What Explains the Stock Market’s Reaction to
Federal Reserve Policy?” Journal of Finance, 60 (3), pp. 1221-1257.
BINSWANGER, M., (2000), “Stock market booms and real economic activity: is this time
different?”, International Review of Economics and Finance, 9, pp.387–415.
BINSWANGER, M., (2001), “ Does The Stock Market Still Lead Real Activity? An Investigation for
The G-7 Countries”, Journal of Financial Markets and Portfolio Management, 15, pp.15–29.
BINSWANGER, M., (2004), “How important are fundamentals? Evidence from a structural VAR
model for the stock markets in the US, Japan and Europe” Journal of International Financial
Markets, Institutions and Money, 14, pp.185–201.
BULMASH, S. B .ve G. W. TRIVOLI, (1991), “Time-lagged interactions between stock prices and
selected economic variables”, Journal of Portfolio Management, 17 pp.61-67
CAMPBELL, J. Y. ve J. Ammer, (1993), “What Moves The Stock And Bond Markets? A Variance
Decomposition For Long-Term Asset Returns”, Journal of Finance, XLVIII, pp.3–37.
CAMPBELL, Y. J., ve YOGO, M. (2003), Efficient Tests of Stock Return Predictability, Working
paper, Harvard University.
CANOVA, F. ve G. De NICOLO, (1995), “Stock Returns And Real Activity: A Structural Approach”,
European Economic Review, 39, pp.981–1015.
CARLSON, J.B. ve K.H., SARGENT, (1997), “The Recent Ascent Of Stock Prices: Can It Be
Explained By Earnings Growth Or Other Fundamentals?, Federal Reserve Bank of Cleveland
Economic Review, 33, pp.2–12.
CHARKRAVARTY, S. (2005), Stock Market And Macro Economic Behavior In India, Institute of
Economic Growth, Delhi.
CHEN, N., R. ROLL, ve S. A. ROSS, (1986), “Economic Forces And The Stock Market”, Journal of
Business 59, pp.383–403.
CHENG, A.C.S. (1995), “The UK Stock Market And Economic Factors: A New Approach”, Journal
of Business Finance and Accounting, 22, pp.129-142.
18
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
CHEUNG, Y.-W. ve L. NG,., (1998), “International Evidence On The Stock Market And Aggregate
Economic Activity”, Journal of Empirical Finance 5, pp.281–296.
CHUNG, Y.-W., J. He ve L. NG, (1998), “What Are The Global Sources Of Rational Variation In
International Equity Returns?, Journal Of International Money And Finance 16, pp.821–836.
COCHRANE, J. H. (1991), Production-Based Asset Pricing And The Link Between Stock Returns
And Economic Fluctuations. Journal of Finance, XLVI, 209–238.
DICKEY, D. ve FULLER, W. A. (1979), “Distribution of the Estimators for Autoregressive Time
Series with a Unit Root”, Journal of American Statistical Association, 74: 427-431.
DICKEY, D. ve FULLER, W. A. (1981), “Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series
with A Unit Root”, Econometrica, 49(4):1057-1072.
DONALDSON, J.B., ve MADDALONI, A. (2002), The Impact Of Demographic References on Asset
Pricing In An Equilibrium Model, Working Paper, Columbia University Business School.
DORNBUSCH, R., FISHER, S., (1980), “Exchange Rates And The Current Account”, American
Economic Review, 70, pp.960- 971.
ENGLE, R. F. ve GRANGER, C. W. J. (1987), “Cointegration and Error Correction: Representation,
Estimation and Testing”, Econometrica, 55 (2), pp.251-276.
FAMA, E. F. (1981), “Stock Returns, Real Activity, Inflation, and Money”, American Economic
Review, 71, pp.545–565.
FAMA, E. F. (1990), “Stock Returns, Expected Returns, And Real Activity”, Journal of Finance,
XLV, pp.1089–1108.
FAMA, E. ve SCHWERT G. W. (1977), “Asset Returns and Inflation.” Journal of Financial
Economics, 5(2), pp. 15-46,
FAMA, E. F. (1981), “Stock Return, Real Activity, Inflation, and Money” American Economic
Review, September 71(4), pp. 545-65.
FISHER, Stanley ve Robert C. MERTON (1984), “Macroeconomics and Finance: The Role of the
Stock Market.” Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 21, pp. 57-108.
GESKE, R. ve Roll, R. (1983), “The Monetary And Fiscal Linkage Between Stock Returns and
Inflation”, Journal of Finance, 38, 1–33.
GOYAL, A. (2004), "Demographics, Stock Market Flows and Stock Returns," Journal of Financial
and Quantitative Analysis, 39:115-142.
GRANGER, C.J., HUANG, B. and YANG, C. (2000), “A Bivariate Causality between Stock Prices
and Exchange Rates: Evidence From Recent Asian Flu”, Quarterly Review of Economics and
Finance, 40, 337-354.
GRANGER, C.W.J. ve P. NEWBOLD (1974), “Spurious Regressions in Econometrics” Journal of
Econometrics, 2 pp. 11-120.
GUO, Hui (2002), “Why Are Stock Market Returns Correlated with Future Economic Activities?”,
The Federal Reserve Bank of st. Louis. Review, March/April 2002, pp.19-34.
HARRIS, R./SOLLIS, R. (2003), Applied Time Series Modelling and Forecasting, John Wiley.
HO-KIM, K. (2003), “Dollar Exchange Rate And Stock Price: Evidence From Multivariate
Cointegration And Error Correction Model”, Review of Financial Economics,12, pp.301–313.
JANSON, M. ve MOREIRA, M.J. (2004),"Optimal Inference in Regression Models with Nearly
Integrated Regressors," Working Paper, Harvard University.
JOHANSEN, S. (1988), “Statistical Analysis of Cointegration Vectors”, Journal of Economic
Dynamics and Control, 12(2-3), 231-254.
JOHANSEN S. ve JUSELIUS, K. (1990), “Maximum Likelihood Estimation and Inference on
Cointegration –with Application to the Demand for Money”, Oxford Bulletin of Economics and
Statistics, 52(2), 169-210.
KAUL, G, (1987), “Stock Returns And Inflation- The Role of The Monetary Sector”, Journal of
Financial Economics, 18(2), pp.253-276.
LANNE, M. (2002), "Testing the Predictability of Stock Returns," Review of Economics and
Statistics, 84, pp. 407-415.
LAOPODIS, N.T., (2006), “Dynamic Interactions among The Stock Market, Federal Funds Rate,
Inflation, And Economic Activity”, The Financial Review, 41, pp.513–545.
LEE, B. (1992), “Casual Relations Among Stock Returns, Interest Rates, Real Activity, And
Inflation” The Journal of Finance, XLVII, 1591–1603.
19
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
LEE, B.S., (1995), “Fundamentals And Bubbles In Asset Prices: Evidence From The Us And Japanese
Asset Prices” Financial Engineering And Japanese Financial Markets, 2, pp.69–122.
LEE, B.-S., (1998), Permanent, temporary and nonfundamental components of stock prices. Journal of
Financial and Quantitative Analysis 33, pp.1–32.
LINTNER J. (1975), “Inflation, and Security Returns”, Journal of Finance, Vol. 16, No. 3, pp. 25980,
MITRA, S., B. NANDI ve A. MITRA (2007), “Study of Dynamic Relationships Between Financial
And Real Sectors Of Economies With Wavelets”, Applied Mathematics and Computation, 188
(1), pp.83–95.
MORELLI, D., (2002), “The Relationship between Conditional Stock Market Volatility and
Conditional Macroeconomic Volatility: Empirical Evidence Based On UK Data”,
International Review of Financial Analysis, 11, pp.101-110.
PHILLIPS, P. C. B. ve , P. PERON (1988), “Testing for a Unit Root in Time Series Regression”,
Biomètrika, 75(2), pp. 336-346.
PHYLAKTIS, K. ve F. RAVAZZOLO (2005), “Stock Prices and Exchange Rate Dynamics, Journal
of International Money and Finance, 24, pp. 1031-1053
POON. S. ve S.J. TAYLOR, (1991), “Macro Economic Factors and UK Stock Market”, Journal of
Business Finance and Accounting, 18, pp.619-636.
RAHMAN, A., N. Z. M. SIDEK, ve F. H. TAFRI, (2009), “Macro Economic Determinants Of
Malaysian Stock Market” African Journal of Business Management, 3(3), pp.95-106.
RAHMAN, M. ve M. Mustafa (2008), “Influences of Money Supply and Oil Prıce on U.S. Stock
Market”, North American Journal Of Finance and Banking Research, 2(2),, pp. 1-12.
RAPACH D. E., (2001), “The Long-Run Relationship Between Inflation And Real Stock Prices”,
Journal of Macroeconomics, 24, pp.331-351
SCHWERT, G.W., (1990),”Stock Returns and Real Activity: A Century Of Evidence”, Journal of
Finance, 45 (4), pp.1237–1257.
SELLIN, P. (2001), “Monetary Policy and the Stock Market: Theory and Empirical Evidence.”
Journal of Economic Surveys , 15 (4), pp. 491-541.
SHAH, H. (1989), “Stock returns and anticipated aggregate real activity. unpublished Phd. Thesis,
Graduate School of Business, University of Chicago.
SHILLER, R.J., (2005), Irrational Exuberance, 2nd edition, Princeton University Press.
WAHLROOS, B. ve T. BERGLUND, “Stock Returns, Inflationary Expectations and Real Activity.”
Journal of Banking and Finance, Vol. 10, No. 3, pp. 377-89, 1986.
WICKREMASINGHE, G. B. (2006), Macroeconomic Forces and Stock Prices: Some Empirical
Evidence from an Emerging Market, Faculty of Commerce Faculty of Commerce- Accounting
& Finance Working Papers.
WONG W.-K, H. KHAN ve J. DU (2005), Money, Interest Rate, and Stock Prices: New Evidence
from Singapore and the United States, U21 Global Working Paper no007/2005.
WU,Y. (2001), “Exchange Rates, Stock Prices, and Money Markets: Evidence From Singapore”,
Journal Of Asian Economics, 12, 445–458
YARTEY C. A. ve K. C. ADJASI (2007), Stock Market Development in Sub-Saharan Africa: Critical
Issues and Challenges, IMF Working Paper WP/07/209.
YAU, Hwey-Yun ve Nieh, Chien-Chung (2006), “Interrelationships among stock prices of Taiwan
and Japan and NTD/Yen exchange rate”, Journal of Asian Economics 17, pp. 535–552
ZÜGÜL, M. ve ŞAHİN, C., (2009), “İMKB 100 Endeksi İle Bazı Makroekonomik Değişkenler
Arasındaki İlişkiyi İncelemeye Yönelik Bir Uygulama” Akademik Bakış, Sayı 16, Nisan,
2009.
ZHAO, Xing-Qiu (1999), “Stock Prices, Inflation And Output: Evidence From China”, Applied
Economics Letters, 6(8), pp.509 – 511.
20
Paper presented at EconAnadolu 2011: Anadolu International Conference in Economics II
June 15-17, 2011, Eskişehir, Turkey.
21