ÖZET

Hisse senedi fiyatları genel ekonomik durum açısından önemli bir gösterge niteliğinde olduğundan, hisse senedi fiyatlarını etkileyen makro ekonomik değişkenler önemli bir araştırma konusu olmuştur. Bununla beraber, araştırma bulguları ülkeler arasında ve aynı ülke için farklı dönemleri kapsayan dönemlerde farklılık göstermektedir. Bu çalışmada, İstanbul Menkul Kıymetler Borsası’nda işlem gören hisse senedi fiyatları ile dolar kuru, Tüketici Fiyat Endeksi, Tüketici Güven Endeksi ve faiz oranları arasındaki ilişki JohansenEşbütünleşim Analizi yöntemi ile incelenmiştir. Veri seti olarak 2004 yılının Ocak ayından 2009 yılının Aralık ayına kadar olan aylık veriler kullanılmıştır. JohansenEşbütünleşim analizi sonuçlarına göre TÜFE ve Tüketici Güven Endeksi ile  İMKB hisse senedi endeksi arasında bir ilişki tespit edilmiştir.

 

Anahtar kelimeler: İMKB 100 endeksi, VAR Analizi, JohansenEşbütünleşim

 

ABSTRACT

Since stockprices is an importantissuefortheoveralleconomicview, there are many studies about the macro economic variables which effect the stock prices. Inaddition,  result of studiesdifferamongthecountries, andtheperiodswithinthesamecountry. Inthisstudy, therelationshipbetweenstockprices in the İstanbul Stock Market andmacroeconomicvariableswhicharechosen as dolar price,  Consumer Priceİndex, Consumer Confidenceİndexandinterestrateswasdetermined. Inthisstudy, JohansenCointegration Test andmonthlydatabetweenJanuary 2004 andDecember 2009 wereused. Accordingtotheresults a relationshipbetween IMKB stockpricesand CPIand Consumer Confidence Index wasdetermined.

 

Keywords: İstanbul Stock Exchange -100 Index, VAR Analysis, JohansenCointegration

 

1.        GİRİŞ

Sermaye piyasası sermaye arz ve talebinin karşılaştığı bir piyasadır. Sermaye piyasası araçları ise menkul kıymetler ve diğer sermaye piyasası araçlarıdır. Menkul kıymetler ortaklık veya alacaklılık sağlayan, belli bir tutarı temsil eden, yatırım aracı olarak kullanılan, dönemsel gelir getiren, misli nitelikte, seri halinde çıkarılan, ibareleri aynı olan ve şartları Sermaye Piyasası Kurulu’nca belirlenen kıymetli evraktır. Hisse senedi ortaklık hakkı sağlayan menkul kıymetlere, tahvil de alacaklılık hakkı sağlayan menkul kıymetlere örnek olarak verilebilir. Menkul kıymet dışında kalan ve şartları Kurul’ca belirlenen diğer evraklar da diğer sermaye piyasası araçlarını oluşturur.

Hisse senedi, sermayesi paylara bölünmüş ve karşılığında kıymetli evrak çıkarabilen anonim ortaklık ve sermayesi paylara bölünmüş komandit ortaklıkların, kanuni şekillere uygun olarak düzenledikleri belgeler olup, sermayesinin belli bir oranını temsil ve sahiplerine o oranda ortaklık hakkı sağlayan menkul kıymettir. Türk Ticaret Kanunu’na göre nama ve emre yazılı, adi ve imtiyazlı, primli ve primsiz olmak üzere çok sayıda şekli olabilmektedir. Borç senetlerinin aksine hisse senetleri firmanın belli bir bölümüne ait mülkiyeti ifade eder (Şıklar, 2008:117).

Hisse senedi piyasalarının, firmaların sermaye ihtiyaçlarını karşılamak, sermayenin tabana yayılmasına katkıda bulunmak, yatırımcıların yatırım riskini azaltmak, birikimlerin yatırımlara dönüşmesinde güven verici bir ortam yaratmak, firmalardan yatırımcılara bilgi akışını sağlamak gibi temel işlevlerinin olduğu kabul edilmektedir (Dizdarlar ve Derindere, 2008:113).

Hisse senedi piyasası, yüksek getiri fırsatları nedeniyle yatırımcıların ilgi odağındadır. Gelişen teknolojik imkanlar yatırımcılar için son derece cazip olan hisse senedi piyasasında işlem maliyetlerini düşürmüştür. Bilgiye erişimin gün geçtikçe kolaylaşması sonucunda hisse senedi piyasasında işlem yapan yatırımcı sayısı artmış, işlem hacimleri son yıllarda önemli artışlar göstermiştir.

Yatırımcılar yatırım kararlarını verirken pek çok parametreyi dikkate almaktadır. Genel ekonomik durum ile yakın ilişki içerisinde olan hisse senedi fiyatlarını etkileyen makroekonomik değişkenlere yönelik pek çok çalışma yapılmış olmakla beraber, şu ana kadar yapılan hisse senedi fiyatları ile makroekonomik değişkenler arasındaki ilişkinin incelenmesine yönelik araştırmalarda farklı sonuçlar elde edilmiştir. Araştırma bulguları ülkeler arasında farklılık gösterebildiği gibi, aynı ülke için yapılan çalışmalarda da farklılık olabilmektedir. Hisse senedi getirilerini etkileyen makroekonomik değişkenlerin tahmin edilmesi, yatırımcıların yatırım kararları açısından son derece önem taşımaktadır. Bu çalışmanın amacı, hisse senedi fiyatları ile dolar kuru, Tüketici Fiyat Endeksi, Tüketici Güven Endeksi ve faiz oranları arasındaki ilişkinin ortaya konulmasıdır.

 

2009 yılının Mart ayında dip noktalarına gerileyen dünya borsaları, piyasadaki fazla likiditenin, düşük faiz ortamında hisse senetlerine yönelmesiyle birlikte bu tarihten itibaren tekrar yükselmeye başlamıştır. Dünya genelinde seyreden düşük faiz oranları, gelişmekte olan ülkelere doğru fon akımlarını artırmıştır. 2009 yılı itibariyle Türk hisse senetlerine yurtdışından 2,8 milyar USD tutarında portföy yatırımı yapılmış, yabancı yatırımcıların piyasadaki payında bir değişiklik gözlenmemiştir.  İMKB hisse senetleri, gelişmiş ve gelişmekte olan ülkelere göre nispeten düşük fiyat/kazanç oranlarıyla da yüksek potansiyelini korumuştur.

Şekil  1.1. Gelişmekte Olan Piyasaların F/K Oranları (İMKB Faaliyet Raporu, 2009:9)

 

Fiyat kazanç oranı şirketin bugünkü fiyatının şirketin son bir yıl içerisindeki karlarının toplamına bölünerek elde edilen orana verilen isimdir. Fiyat-kazanç oranı ne kadar düşük ise hisse senedi piyasasında fiyatların da o kadar düşük olduğu sonucuna varılır. Şekil 1.1’de görüldüğü gibi 2009 yılı itibariyle Türkiye’nin fiyat kazanç oranı gelişmekte olan ülkeler arasında Arjantin’den sonra en düşüktür. Fiyat kazanç oranları en yüksek ülkeler ise sırasıyla Polonya, Çin ve Çek Cumhuriyeti’dir.

2008 yılının son aylarında finansal piyasaları etkisi altına alan küresel krizle birlikte borsaların piyasa değerlerinde önemli oranlarda gerileme gözlenmiştir. Tablo 1.1. de borsaların piyasa değerleri gösterilmiştir. Tabloya göre 2008 yılında 33 trilyon USD ye gerileyen toplam piyasa değeri 2009 yılında %43 değer kazanarak 47 trilyon USD ye yükselmiştir. 2009 yılında, toplam piyasa değerinin %72’si ilk 10 borsa tarafından oluşturulmuştur. Bu borsalar içinde 2008 yılına göre en yüksek artışı piyasa değeri ikiye katlanan BOVESPA borsası göstermiştir. 2008 yılında %28 pay ile en yüksek piyasa değerine sahip olan New York Borsasının toplam içindeki payı, piyasa değerindeki %29’luk artışa rağmen, %25’e gerilemiştir. 2009 yılında, krizin merkezi olarak nitelendirilen ABD’li New York ve Nasdaq  Borsaları toplamda 15 trilyon USD piyasa değerine sahip olmuştur. 2008 yılında %63 düşüşle piyasa değeri 120 milyar USD ye gerileyen İMKB, 30. sırada yer almış, 2009 yılında %97 değer kazanan İMKB’nin piyasa değeri 236 milyar USD ile sıralaması 2008 yılına göre 5 basamak yükselerek 25. sırada yer almıştır.        

 

 Tablo 1.1. Borsaların 2009 Yılı Piyasa Değeri (Kaynak: Türkiye Sermaye Piyasası Raporu, 2009:37)

	Piyasa değeri   (milyar USD)	Piyasa değeri payı	Piyasa değeri/GSYH
1. New York Borsası	11,838	25,4%	83%
2. Tokyo Borsası	3,306	7,1%	65%
3. Nasdaq	3,239	7,0%	23%
4. Euronext	2,869	6,2%	70%
5. Londra Borsası	2,796	6,0%	127%
6. Sanghay Borsası	2,705	5,8%	57%
7. Hong Kong Borsası	2,305	5,0%	1104%
8. TSX Grubu	1,608	3,5%	122%
9. Bovespa	1,337	2,9%	90%
10.Bombay	1,307	2,8%	105%
25.İMKB	236	0,5%	38%
Toplam	46,526	100,0%	90%

 

2.        TEORİ VE LİTERTÜR

Fama, enflasyon ve hisse senedi getirileri arasındaki negatif korelasyonun, enflasyon ve gelecekteki üretim büyümesi arasında negatif korelasyona bağlı olarak ortaya çıktığını iddia etmektedir. Hisse senedi fiyatları, firmaların gelecekteki kazanç potansiyellerini yansıttığından enflasyon oranındaki artış sebebiyle tahmin edilen ekonomik çöküş, hisse senedi fiyatlarını ve dolayısıyla hisse senedi getirilerini düşürecektir (Fama,1981). Modigliani ve Cohn, enflasyon ve hisse senedi getirileri arasında ortaya çıkan negatif korelasyonun, enflasyon dönemlerinde “enflasyon ilizyonu” sebebiyle hisse senetlerinden faiz getirisi olan diğer varlıklara yönelmelerinin bir sonucu olarak görürler. Modigliani ve Cohn’a göre yatırımcıların 1970’li yıllarda hisse senetlerinin değerini ederinden aşağıda değerlendirmelerinin iki nedeni vardır. Reel nakit akışlarını nominal faiz oranlarıyla iskonto etmeleri ve sabit oranla borç yükümlülüğü olan firmaların hisse senetleri elinde bulunduranların bu firmaların sermaye kazancını hesaba katmamalarıdır (Modigliani ve Cohn, 1979).

Faiz oranlarının yükselmesi tahvil fiyatlarını düşürecek, sonuçta hisse senedi yatırımı da dahil olmak üzere alternatif yatırım araçlarından tahvile doğru kayma söz konusu olacaktır. Bu durum hisse senedi fiyatlarında düşme ile sonuçlanır. Ayrıca özel olarak faize duyarlı aktifleri, faize duyarlı pasiflerinden düşük olan firmalar, faiz oranları artışları karşısında olumsuz etkilenecektir. Bir diğer husus faiz oranlarındaki artışlar borçlu firmaların finansman yükünü artıracaktır.

Tüketici güvenindeki bozulma, daha az tüketim harcamasına dolayısıyla tüketimde düşmeye ve resesyona öncülük eder (Bremmer,2008).

Finansal piyasalarda döviz kuru ve hisse senetleri birbirine rakip iki mal olarak düşünüldüğünde döviz kurlarındaki bir artış yatırımcıların dövize yönelmesine neden olacak ve hisse senedi fiyatları gerileyecektir. Bu  nedenle döviz kuru ile hisse senedi fiyatları arasında negatif korelasyon söz konusudur. Döviz kurunda öngörülmeyen ve hızlı yükselişler genel ekonomik görünüm hakkında ekonomik ajanlara olumsuz sinyal vermekte, bu tedirginlik karşısında hisse senedi yatırımcılarının risk iştahı azalmaktadır. Sonuç olarak döviz kurundaki artış, hisse senedi fiyatlarında düşüşle sonuçlanmaktadır.

Nishat ve Shaheen, Karaçi Menkul Kıymetler Borsası Endeksi ile makro ekonomik değişkenler arasındaki ilişkiyi 1973:01-2004:04 dönemi için araştırmışlardır (Nishat ve Shaheen, 2004). Araştırma sonucunda hisse senedi fiyatlarının en büyük pozitif belirleyicisi olarak sanayi üretim endeksi, en büyük negatif belirleyici ise enflasyon olarak bulunmuştur. Wongbangpo ve Sharma GSMH, TÜFE, para arzı, faiz oranı ve döviz kuru değişkenlerini kullandıkları araştırmalarında Endonezya, Malezya, Singapur, Filipinler ve Tayland hisse senedi fiyatları ile ele aldıkları makro değişkenler arasında bir nedensellik olduğu sonucuna varmışlardır (Wangbangpo ve Sharma, 2002). Wongbangpo ve Sharma, enflasyon ile hisse senedi fiyatları arasında ters yönlü bir ilişki tespit ederken faiz oranları ile hisse senedi fiyatları arasında Filipinler, Singapur ve Tayland piyasalarında negatif yönlü, Endonezya ve Malezya piyasalarında ise pozitif yönlü bir ilişki tespit etmişlerdir. Ayrıca, döviz kurları ile hisse senetleri fiyatları arasında Endonezya, Malezya ve Filipinler’de pozitif, Singapur ve Tayland piyasalarında ise negatif yönlü ilişkinin varlığını tespit etmişlerdir. Apergis ve Eleftheriou, Yunanistan’da hisse senedi fiyatları ile enflasyon ve faiz oranları arasındaki etkileşimi incelemişlerdir . Çalışma sonucunda, enflasyon ve faiz oranları arasındaki sıkı ilişkiye rağmen, Atina Hisse Senedi Borsasındaki  hisse senedi fiyatlarının faiz oranlarından ziyade enflasyondan etkilendiği sonucuna ulaşmışlardır (Apergis ve SophiaEleftheriou, 2002).

Türkiye’de İMKB endeksi ile makro ekonomik göstergeler arasındaki ilişki değişik durumlar için, değişik analiz yöntemleri kullanılarak araştırılmıştır. Farklı araştırmalarda İMKB endeksi ile GSMH, faiz oranı, döviz kuru, para arzı, bütçe açığında azalışlar, emisyon hacmi, yabancı sermaye menkul kıymet stoku, ihracat, kapasite kullanım oranı, cari işlemler dengesi, enflasyon ve sanayi üretim endeksi arasında ilişki tespit edilmiştir. Hasan Durucasu çalışmasında emisyon, döviz kuru, faiz oranı ve enflasyon değişkenlerini ele almış ve enflasyon oranı dışındaki değişkenlerin İMKB 100 endeksini doğrusal olarak açıkladığı sonucuna varmışlardır (Durucasu, 1997). Mesut Albeni ve Yusuf Demir, genel olarak hisse senedi fiyatları ile makro ekonomik değişkenler arasındaki ilişkiyi değil de mali sektöre ait hisse senetleriyle enflasyon, döviz kuru, tasarruf mevduatı faiz oranı, uluslar arası portföy yatırımları, cumhuriyet altını arasındaki ilişkiyi incelemişlerdir. Araştırma sonucunda cumhuriyet altını ile mali endeks arasında negatif yönlü, diğer değişkenler ile pozitif yönlü bir sonuç elde etmişlerdir (Albeni ve Demir, 2005). Ömer Yılmaz, Bener Güngör ve Vedat Kaya 1990:01-2003:12 dönemini kapsayan analizlerinde İMKB endeksi ile tüketici fiyat endeksi, para arzı, faiz oranı, döviz kuru, dış ticaret dengesi ve sanayi üretim endeksi değişkenlerine yer vermiştir. Çalışmada kullanılan En Küçük Kareler (EKK) tahmin yöntemi, Johensen-Juseliuseşbütünleşme testi, Granger Nedensellik testi VEC modelinden elde edilen varyans ayrımlaştırma sonuçları, hisse senedi fiyatları ile tüketici fiyat endeksi, döviz kuru, faiz oranı, para arzı ve dış ticaret dengesi değişkenleri arasında anlamlı ilişkiler bulunmuşken sanayi üretim endeksi ile herhangi bir anlamlı ilişkiye rastlanmamıştır (Yılmaz vd.,1997). Saadet Kırbaş Kasman, 1986-2003 dönemi aylık verilerini kullanarak Türkiye’nin koşullu hisse senedi piyasası oynaklığı ile makroekonomik oynaklık arasındaki ilişkiyi incelemiştir. Kullanılan makro ekonomik değişkenler sınai üretimi, para arzı(M1), enflasyon oranı, bir ABD doları karşılığı Türk Lirası olarak tanımlanan döviz kuru değişkeni ve petrol fiyatlarıdır. Koşullu aylık oynaklık, GARCH tahminleri yoluyla ölçülmüştür. Bulgular, para arzındaki oynaklığın hisse senedi piyasasındaki oynaklığı açıkladığını gösterirken, hisse senedi piyasasındaki oynaklığın ise, döviz kuru ve enflasyondaki oynaklığı açıkladığını göstermektedir (Kasman,1997).

 

3.       VERİ SETİ

Uygulamada veri seti 2004 yılının ocak ayından, 2009 yılının Aralık ayına kadar aylık verilerden oluşmaktadır. Bağımlı değişken olan İMKB 100 endeksi IBS Real Trade borsa takip programından alınmıştır. Bağımsız değişkenlerden 2003 temel yılı TÜFE rakamları ve tüketici güven endeksi verileri TÜİK’in web sayfasından; dolar kuru ve bir ay vadeli ağırlıklandırılmış mevduat verileri ise TCMB web sayfasından alınmıştır. Kullanılan veriler aylık olarak ve ay sonları itibariyle dikkate alınmıştır. Araştırmada Eviews5.0 programı kullanılmıştır.

Şekil 3.1. Bağımsız Değişkenlerin 2004-2009 Dönemi Grafiği.

4.        EKONOMETRİK YÖNTEM  VE BULGULAR

4.1.Birim Kök Testi

 

Durağanlığı test etmekte kullanılan standart metot birim kökün varlığını araştıran Dickey-Fuller testidir. Dickey Fuller testinin en basit formu:

Δ Y= βY+v  (β= γ-1)                                                                  [4.1.]

Y serisi birim köke sahiptir boş hipotezine karşılık, seri durağandır alternatif hipotezi test edilmekte ve eğer Y birim köke sahipse γ =1 ve β=0 olmaktadır. Eğer Y durağan ise |γ|<1 ve β<0’dır. Bu nedenle hipotez testi aşağıdaki gibidir:

H: β= 0

H: β<1 

Bu çalışmada değişkenlerin durağan olup olmadıklarını tespit etmek için AugmentedDickey Fuller (ADF) testi uygulanacaktır. İlgili değişkenler için Eviews paket programı kullanılarak yapılan analiz sonuçları tablo 4.1. de verilmiştir . ADF test istatistikleri için McKinnon’un kritik eşik değerleri dikkate alınmaktadır.

 

Tablo 4.1. ADF Test Sonuçları

DEĞİŞKEN ADI	ADF TEST SONUCU
İMKB 100 Endeksi (xu100)	-1,47497
Dolar Kuru (usd)	-1,94538
Tüketici Fiyat Endeksi (tüfe)	-0,63867
Tüketici Güven Endeksi (tge)	-1,73838
Faiz	-2,22444

 

Yukarıdaki test sonuçlarına ilişkin McKinnon kritik değerileri %1 için (-3,52705), %5 için (-2,90357) ve %10 için (-2,58923) dir.

ADF test sonucuna göre değişkenlere ait t-istatistiklerinin mutlak değerleri  %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerinde kritik eşik değerleri mutlak değerlerinden küçük olduğundan boş hipotez reddedilemez. Dolayısıyla serilerde birim kökün olduğu ve durağan olmayan seriler oldukları sonucuna varılır. Durağan serilere  geleneksel yaklaşım değişkenlerin birinci farklarını almaktır (ΔY=Y- Y ve ΔX=X- X). Seriler, birim köke sahip olduğundan değişkenlerin birinci devresel farkı alınarak elde edilen ADF test sonuçları Tablo 4.2. de verilmiştir.

 

Tablo 4.2. Birinci Derece Farkı Alınmış Değişkenlerin ADF Test Sonuçları

DEĞİŞKEN ADI	ADF TEST SONUCU
İMKB 100 Endeksi (xu100)	-8,24329
Dolar Kuru (usd)	-6,95816
Tüketici Fiyat Endeksi (tüfe)	-9,58575
Tüketici Güven Endeksi (tge)	-5,74052
Faiz	-5,72208

 

4.2.VAR Modeliyle Gecikme Sayısının Belirlenmesi

İMKB 100 endeksi, dolar kuru, TÜFE, Tüketici Güven Endeksi ve faiz oranı verilerinden Eviews ortamındabir VAR modeli oluşturulmuş ve bu model üzerinde gecikme sayısı Tablo 4.3’deki sonuçlara göre belirlenmiştir.

 

Tablo 4.3.VAR Modeli Üzerinde Gecikmenin Belirlenmesi

VAR LagOrderSelectionCriteria
Endogenousvariables: XU100 USD TUFE TGE FAIZ
Exogenousvariables: C
Date: 07/15/10   Time: 01:02
Sample: 2004M01 2009M12
Includedobservations: 66
Lag	LogL	LR	FPE	AIC	SC	HQ
0	-1268.02	NA	3.90e+10	38.576	38.74228	38.64195
1	-968.02	545.46	939851	30.243	31.23823*	30.63622
2	-931.19	61.377	665493	29.885	31.70927	30.60559*
3	-915.50	23.772	9125141	30.167	32.82082	31.21546
4	-892.81	30.942	1044548	30.237	33.72020	31.61317
5	-858.60	41.464	8827657	29.958	34.27059	31.66189
6	-814.38	46.90*	587222*	29.375*	34.51766	31.40728

 

4.3.Johensen Eş Bütünleşim Sonuçları

İMKB 100 endeksine ilişkin değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı JohansenKoentegrasyon yöntemiyle de araştırılmıştır. Bu bölümde İMKB 100 endeksi ile dolar kuru, Tüketici Fiyat Endeksi, Tüketici Güven Endeksi ve faiz oranı arasında uzun dönemde ortak bir hareket olup olmadığı incelenecektir. Diğer bir deyişle, değişkenler arasında eş bütünleşik hareket gösteren bir denklemin varlığı araştırılacaktır. Eğer aralarında eş bütünleşik denklem varsa, normalleşme testi yapılacak ve sonuçları yorumlanacaktır.

Johansen denklemi, sırasıyla İMKB 100 endeksi ile dolar kuru, Tüketici Fiyat Endeksi, Tüketici Güven Endeksi ve faiz oranı değişkenleri arasındaki eş bütünleşme incelenmektedir. İlgili değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı sınanacaktır.

Ele alınan değişkenler arasında uygun gecikme uzunluğunun belirlenmesi amacıyla 4.2. VAR Modeliyle Gecikme Sayısının Belirlenmesi bölümünde elde edilen minimum gecikme uzunluklarına ilişkin tahmin sonuçları kullanılmıştır (Tablo 4.3.VAR Modeli Üzerinde Gecikmenin Belirlenmesi). Minimum gecikme uzunluğu sonuçlarına göre olabilirlik oranı test istatistiği (LR), son tahmin hatası kriteri (FPE) ve Akaike bilgi kriteri (AIC) değerleri 6 gecikme için minimum değer verdiği gözlenmektedir. Üç kriterin aynı gecikmede minimum değer vermesi üzerine Johansenkoentegrasyon analizi için optimal gecikme uzunluğu 6 olarak alınmıştır. 

 

Tablo 4.4. Johansen Testi Sonuçları

Örnek 2004:08 2009:12 İncelenen Gözlem 65 Lineer deterministiktrend Seriler: XU100 USD TUFE TGE FAİZ Gecikme aralığı (1. düzeyde):6
	Öz değerler	İz istatistiği	Kritik değer (%5)	Olasılık
Hiç* En fazla 1* En fazla 2 En fazla 3 En fazla 4	0.5009 0.4136 0.2426 0.1209 0.0070	106.7651 61.5876 26.8904 8.8335 0.4578	69.8189 47.8561 29.7971 15.4947 3.8414	0.0000 0.0016 0.1043 0.3810 0.4986

 

	Öz değerler	Maxözdeğer istatistiği	Kritik değer (%5)	Olasılık
Hiç* En fazla 1* En fazla 2 En fazla 3 En fazla 4	0.5009 0.4136 0.2426 0.1209 0.0070	45.1775 34.6971 18.0570 8.3757 0.4578	33.8769 27.5843 21.1316 14.2646 3.8415	0.0015 0.0052 0.1277 0.3418 0.4986

 

Tablo 4.4. çoklu ilişkilerin ele alındığı Johansen-Juselius eş bütünleşme test sonuçlarını göstermektedir. Buna göre değişkenler arasında iki adet eşbütünleşme vektörü bulunmaktadır.

Eş bütünleşim derecesinin tahmininde iz istatistiği  ve maksimum özdeğer istatistiği olmak üzere iki istatistik vardır. İz istatistiğinin değeri (106.7651) %5 seviyesindeki kritik değerden (69.8189); maxözdeğer istatistiğinin değeri (45.1775) %5 seviyesindeki kritik değerden (33.8769) büyüktür. Böylece, denklemi oluşturan değişkenler arasında eşbütünleşim yoktur hipotezi reddedilmektedir. Değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki mevcuttur.

 

Tablo 4.5. Normalleştirilmiş Eşbütünleşik Denklemin Katsayıları

XU100	USD	TUFE	TGE	FAİZ
1.000000	-114662 (110633)	-12163 (2200)	-26129 (4412)	13477 (7636)

 

 (Parantez içindekiler standart hatalardır)

 

Tablo 4.5.’te normalleştirilmiş eşbütünleşik denklemin katsayıları verilmiştir.Johansenkoentegresyon testi kapsamında elde edilen eşbütünleşik katsayıların İMKB endeksine  göre normalleştirilmesi sonucu, aşağıdaki denklem elde edilmiştir.

 

xu100 = 114662 usd + 12163 tüfe + 26129 tge – 13477 faiz                              [4.2.]

 

[4.2] nolu denkleme göre dolar kuru ve faiz oranlarının katsayıları istatiksel olarak anlamsız çıkmıştır. Tüketici Fiyat Endeksindeki artış İMKB 100 endeksini artırmaktadır. Katsayı istatiksel olarak anlamlı ve 114662 dir. Bu sonuca göre firmaların faaliyetlerinde enflasyon ortamına uyum sağladıktan sonra pozitif reel getiri sağlayacakları  ve hisse senetlerinin reel varlıklar üzerinde mülkiyet hakkı sağlaması nedeni ile enflasyon oranı  hisse senedi fiyatlarına olumlu yansımaktadır.

Normalleştirilmiş denkleme göre tüketici güven endeksi ile İMKB 100 endeksi arasında pozitif bir ilişki söz konusudur ve katsayı 26129’dur. Tüketici güvenindeki iyimserlik daha fazla harcama yapma isteğini ve borca girme eğilimini yükseltebilmekte, kötümserlik ise tüketicilerin harcamalarını kısmalarına ve mali durumlarını yeniden gözden geçirmelerine neden olabilmektedir. Öyleyse, tüketicilerin diğer birçok faktöre bağlı olarak ekonomiye güvenlerinin azalması, tüketici harcamalarının azalması yani işletmelerin satışlarının buna bağlı olarak ise karlarının ve hisse senedi fiyatlarının azalması sonucunu doğurmaktadır.

 

5.SONUÇ

Finansal piyasaların derinleşmesi ve uluslararası sermaye hareketlerinin artmasıyla  birlikte menkul kıymet borsaları ve hisse senedi fiyatlarını etkileyen makro ekonomik değişkenlerin etkisi önem kazanmaya başlamıştır. Bu çalışmada, hisse senedi fiyatlarını etkilediği düşünülen bazı makro ekonomik değişkenler ile hisse senedi fiyatları arasındaki ilişki JohansenEşbütünleşim Analizi kullanılarak ele alınmıştır. Çalışmada kullanılan bağımlı değişken IMKB Ulusal 100 Endeksi, bağımsız değişkenler ise dolar kuru, Tüketici Fiyat Endeksi, Tüketici Güven Endeksi ve faiz oranlarıdır. Değişkenler 2004 yılının Ocak ayı ile 2009 yılının Aralık ayı dönemlerini kapsamaktadır.  Türkiye’de hisse senedi fiyatları ile faiz,döviz kuru, enflasyon oranı, ve tüketici güven arasında bir eşbütünleşim ilişkisi tespit edilmiştir.JohansenKointegresyon testi kapsamında elde edilen kointegre katsayıların İMKB endeksine göre normalleştirilmesi sonucu elde edilen denkleme göre Tüketici Fiyat Endeksindeki artış, hisse senedi fiyatlarını olumlu etkilemektedir. Bunun en önemli nedeni, enflasyon nedeniyle tüm mal ve hizmetlerdeki fiyat artışlarının hisse senedi fiyatlarında da görülmesidir. Ayrıca, talep yönlü bir enflasyon şirketlerin satışlarını dolayısıyla karlılığını da olumlu etkilemekte bu durum ise hisse senedi fiyatlarının yükselmesi ile sonuçlanmaktadır. Ele alınan değişkenler içerisinde hisse senedi fiyatlarını etkileyen bir diğer değişken tüketici güven endeksidir. Tüketici güven endeksi ekonomik gidişata dair bakış açısını yansıttığından, tüketici ve firmaların güvenlerinin artması şirket karlılıklarına, dolayısıyla hisse senedi fiyatlarına olumlu yansımaktadır. Bir diğer etki, güven ortamının oluştuğu ortamda yatırımcıların risk iştahlarının artması ve hisse senetlerine talebin artması sonucu hisse senedi fiyatlarının yükselmesidir.