Türkiye`de Hisse Senedi Fiyatları ve Makro Ekonomik Değişkenler
Transkript
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: haltintas@erciyes.edu.tr Figen TOMBAK İktisat Bölümü, Bozok Üniversitesi e-posta: Figen.tombak@bozok.edu.tr 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