Borsa İstanbul ile Türkiye'nin Yüksek Dış Ticaret Hacmine Sahip Ülke Borsalarının Entegrasyonu: Rejim Kaymalı Eşbütünleşme Analizinden Bulgular (Integration of BIST and Stock Exchanges of Countries Having High Foreign Trade Volumes with Turkey: Empirical Evidence from Regime Shift Cointegration Analysis)

Abstract

Makale Kategorisi: Araştırma Makalesi
Amaç-Bu çalışmanın amacı, yapısal kırılmalar altında Türkiye'nin dış ticaretinde önemli yere sahip yedi ülke borsa endeksleri arasındaki uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisinin varlığını incelemektir.
Yöntem-Ocak 2000-Mayıs 2019 dönemi için Türkiye ile yedi ülke borsa endeksleri arasındaki uzun dönemli ilişki iki yapısal kırılmaya izin veren Lee ve Strazicich (2003) birim kök testi ve Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testi ile incelenmiştir.
Bulgular-Dickey-Fuller (ADF;1981), Phillips-Perron (PP;1988) ile Lee ve Strazicich (2003) birim kök testi sonuçlarına göre serilerin bütünleşme dereceleri I(1) olarak belirlenmiştir. Hatemi-J (2008) yapısal kırılmalı eşbütünleşme testi BIST100 ile DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 ve S&P 500 arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğunu, fakat FTMIB ve IBEX ile uzun dönemli bir ilişki bulunmadığını göstermektedir.
Tartışma-Eşbütünleşme testi sonuçlarının BİST 100 ile incelenen borsaların (DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 ve S&P 500) beşi arasında farklı kırılma tarihleri için farklı ilişkilerin olduğu işaret etmesi, incelenen dönemde meydana gelen yapısal değişimlerin borsa endeksleri arasındaki ilişki üzerinde etkili olduğunu göstermektedir. Ayrıca yatırımcılar uzun dönemli ilişki tespit edilemeyen borsa endekslerine yatırım yapıp, portföy çeşitlendirmesi yaparak risklerini azaltabileceklerdir. ARTICLE INFO ABSTRACT Keywords: BIST High Foreign Trade Volumes Cointegraiton Analysis Article Classification: Research Article Purpose-The aim of this study is to examine the existence of a cointegration relationship under structural breaks, between Turkey and stock indices of seven countries that has a key impact over Turkey's foreign trade. Design/methodology/approach-Long term relationship between Turkey and the seven countries stock indexes for January 2000-May 2019 period is examined by Lee and Strazicich (2003) two structural breaks unit root test and Hatami-J (2008) cointegration test. Findings-According to Dickey-Fuller (ADF; 1981), Phillips-Perron (PP; 1988) and Lee and Strazicich (2003) unit root test results, the degree of integration of the series was determined as I(1). Hatemi-J (2008) cointegration test with two structural breaks shows that there is a long-term relationship between BIST100 and DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 and S&P 500, while there is no long-term relationship wtih FTMIB and IBEX 35. Discussion-The results of the cointegration test indicate that for different break periods there are different relationships between BIST 100 and five of the seven stock exchanges (DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 and S&P 500), this denotes that the structural changes occurring in the analysis period have an effect on the relationship between stock market indices. In addition, investors will be able to reduce their risks by investing in stock exchange indices which has not long term relationship (cointegration), in other words non-cointegrated instruments are suitable for portfolio diversification. .

Full text

Önerilen Atıf/ Suggested Citation
İltaş, Y., Güzel, F. (2019) Borsa İstanbul ile Türkiye’nin Yüksek Dış Ticaret Hacmine Sahip Ülke Borsalarının Entegrasyonu: Rejim Kaymalı
Eşbütünleşme Analizinden Bulgular, İşletme Araştırmaları Dergisi, 11 (4), 3051-3062.
İŞLETME ARAŞTIRMALARI DERGİSİ
JOURNAL OF BUSINESS RESEARCH-TURK
2019, 11(4), 3051-3062
https://doi.org/10.20491/isarder.2019.794
Borsa İstanbul ile Türkiye’nin Yüksek Dış Ticaret Hacmine Sahip Ülke Borsalarının
Entegrasyonu: Rejim Kaymalı Eşbütünleşme Analizinden Bulgular
(Integration of BIST and Stock Exchanges of Countries Having High Foreign Trade Volumes
with Turkey: Empirical Evidence from Regime Shift Cointegration Analysis)
Yüksel İLTAŞ a Fatih GÜZEL b
a Kırşehir Ahi Evran Üniversitesi, İ.İ.B.F, İşletme Bölümü, Kırşehir, Türkiye. yiltas@ahievran.edu.tr
b Kırşehir Ahi Evran Üniversitesi, İ.İ.B.F, İşletme Bölümü, Kırşehir, Türkiye. fatih.guzel@ahievran.edu.tr
MAKALE BİLGİSİ ÖZET
Anahtar Kelimeler:
Borsa İstanbul
Yüksek Dış Ticaret Hacmi
Eşbütünleşme Analizi
Gönderilme Tarihi 18 Eylül
2019
Revizyon Tarihi 28 Kasım 2019
Kabul Tarihi 10 Aralık 2019
Makale Kategorisi:
Araştırma Makalesi
Amaç – Bu çalışmanın amacı, yapısal kırılmalar altında Türkiye’nin dış ticaretinde önemli yere sahip
yedi ülke borsa endeksleri arasındaki uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisinin varlığını incelemektir.
Yöntem – Ocak 2000-Mayıs 2019 dönemi için Türkiye ile yedi ülke borsa endeksleri arasındaki uzun
dönemli ilişki iki yapısal kırılmaya izin veren Lee ve Strazicich (2003) birim kök testi ve Hatemi-J
(2008) eşbütünleşme testi ile incelenmiştir.
Bulgular – Dickey-Fuller (ADF;1981), Phillips-Perron (PP;1988) ile Lee ve Strazicich (2003) birim kök
testi sonuçlarına göre serilerin bütünleşme dereceleri I(1) olarak belirlenmiştir. Hatemi-J (2008)
yapısal kırılmalı eşbütünleşme testi BIST100 ile DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 ve S&P 500
arasında uzun dönemli bir ilişkinin olduğunu, fakat FTMIB ve IBEX ile uzun dönemli bir ilişki
bulunmadığını göstermektedir.
Tartışma – Eşbütünleşme testi sonuçlarının BİST 100 ile incelenen borsaların (DAX 30, FTSE 100,
IMOEX, CAC 40 ve S&P 500) beşi arasında farklı kırılma tarihleri için farklı ilişkilerin olduğu işaret
etmesi, incelenen dönemde meydana gelen yapısal değişimlerin borsa endeksleri arasındaki ilişki
üzerinde etkili olduğunu göstermektedir. Ayrıca yatırımcılar uzun dönemli ilişki tespit edilemeyen
borsa endekslerine yatırım yapıp, portföy çeşitlendirmesi yaparak risklerini azaltabileceklerdir.
ARTICLE INFO ABSTRACT
Keywords:
BIST
High Foreign Trade Volumes
Cointegraiton Analysis
Received 18 September 2019
Revised 28 November 2019
Accepted 10 Decemberr 2019
Article Classification:
Research Article
Purpose – The aim of this study is to examine the existence of a cointegration relationship under
structural breaks, between Turkey and stock indices of seven countries that has a key impact over
Turkey's foreign trade.
Design/methodology/approach – Long term relationship between Turkey and the seven countries
stock indexes for January 2000-May 2019 period is examined by Lee and Strazicich (2003) two
structural breaks unit root test and Hatami-J (2008) cointegration test.
Findings – According to Dickey-Fuller (ADF; 1981), Phillips-Perron (PP; 1988) and Lee and
Strazicich (2003) unit root test results, the degree of integration of the series was determined as I(1).
Hatemi-J (2008) cointegration test with two structural breaks shows that there is a long-term
relationship between BIST100 and DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 and S&P 500, while there is
no long-term relationship wtih FTMIB and IBEX 35.
Discussion – The results of the cointegration test indicate that for different break periods there are
different relationships between BIST 100 and five of the seven stock exchanges (DAX 30, FTSE 100,
IMOEX, CAC 40 and S&P 500), this denotes that the structural changes occurring in the analysis
period have an effect on the relationship between stock market indices. In addition, investors will
be able to reduce their risks by investing in stock exchange indices which has not long term
relationship (cointegration), in other words non-cointegrated instruments are suitable for portfolio
diversification.
.

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3052
1. Giriş
Özellikle 1970’li yılları takip eden süreçte ülkeler, küreselleşme ve finansal liberalizasyon akımları
çerçevesinde diğer ülkeler ile ticari faaliyetlerini geliştirme imkânı bulmuştur. Ülkeler arasında gelişen ticaret
ise, ülke ekonomileri arasındaki etkileşim ve bağımlılığın artması sonucunu doğurmuştur. Ülkelerin diğer
ülkelerle mevcut veya potansiyel ilişkileri ise, risk dağıtımı ve portföy çeşitlendirmesi açısından yatırımcıları,
ticaret ve kalkınma açısından politika yapıcıları yakından ilgilendirmektedir. Ayrıca, toplumun farklı
kesimleri de doğrudan veya dolaylı olarak bu ilişkilerden etkilenmektedir. Dolayısıyla, piyasaların
birbirleriyle olan etkileşimlerin tespiti hem teorik hem de uygulama açısından önem taşımaktadır.
24 Ocak 1980 Kararları olarak bilinen istikrar paketi, Türkiye’nin liberal ekonomi sistemine geçişi aşamasında
kilometre taşı olarak kabul edilmektedir. 24 Ocak 1980 Kararları ile genel anlamda Türkiye’nin küresel
standartlarda bir piyasa yapısına sahip olması ve küresel ekonomiye entegrasyonu amaçlanmıştır. Serbest
döviz piyasası, menkul kıymetler borsası ve türev ürünler borsası gibi oluşturulan yapılar bu düşüncenin
ürünleridir. İkili ticaret anlaşmaları, gümrük birliği anlaşması ve güçlü sermaye piyasasının da yardımıyla
Türkiye son dönemde küresel ekonomiden aldığı payı artırma gayreti içerisindedir. Türkiye hem ticaret
yelpazesindeki ülke sayısını artırmaya çalışmakta hem de ticaret yaptığı mevcut ülkeler ile ilişkilerini
derinleştirmektedir. Türkiye geliştirdiği ticari ilişkiler neticesinde küresel piyasalara entegrasyon düzeyini
artırırken, aynı zamanda dış dünyadaki faktörlere karşı daha hassas bir pozisyona girmektedir.
Finansal piyasalar arasındaki etkileşimin analizi adına çeşitli parametreler kullanılmaktadır. Bununla birlikte,
borsa endeksleri ekonominin göstergesi olarak kabul edilmekte ve piyasalar arası etkileşimin araştırılmasında
sıklıkla tercih edilmektedir. Yüksek kotasyon oranı ve gelişmiş sermaye piyasalarına sahip ülkelerin borsa
endeksleri daha etkin birer göstergedir. Bu noktadan hareketle, çalışmada Türkiye ile gelişen ve gelişmiş
ülkeler arasındaki etkileşimler incelenmektedir. Gösterge parametresi olarak borsa endeksleri kullanılmıştır.
İncelenen ülkeler ise Türkiye’nin yüksek ticaret hacmine sahip olduğu ülkeler arasından seçilmiştir ve genel
itibarıyla etkin birer borsaya sahiptirler. Finans ve ekonomi literatüründe değişkenler arasındaki
eşbütünleşme ilişkisini incelemede Engle ve Granger (1987), Johansen (1988) ve Johansen ve Juselius (1990)
tarafından geliştirilen testler yaygın biçimde kullanılmaktadır. Her üç test de uzun dönem parametrelerin
zaman içinde değişmediği gibi güçlü bir varsayım yapılmaktadır. Öte yandan bir ekonomide savaşlar, doğal
felaketler, ekonomi politikalarındaki değişmeler ve ekonomik krizler gibi önemli gelişmeler nedeniyle uzun
dönem parametreler zaman içinde değişebilir. Bu yüzden, yukarıda belirtilen testleri kullanan araştırmacılar
yanlı ve sapmalı sonuçlar elde edebilirler. Bu çalışmada bu olası durumdan kaçınmak için Hatemi-J (2008)
tarafından geliştirilen ve iki yapısal kırılmaya/rejim kaymasına izin veren eşbütünleşme testi kullanılmıştır.
Bu açıdan bakıldığında, bu çalışma ülke borsaları arasındaki eşbütünleşme ilişkisini incelerken rejim
kaymasına, diğer bir deyişle uzun dönem katsayıların zaman içinde değişmesine, izin veren çalışmadır. Bu
bağlamda, çalışmanın literatüre katkı sağlayacağı düşünülmektedir. Çalışmadan elde edilen bulgular, rejim
kayması tarihlerinin katsayılar üzerinde ciddi etkiler yarattığını göstermekte ve bu nedenle seçilen yöntemin
yerinde ve uygun olduğunu doğrulamaktadır. Çalışmanın müteakip bölümleri sırasıyla, literatür özeti, veri
seti ve ekonometrik metodoloji, ampirik bulgular ve sonuçlardan oluşmaktadır.
2. Literatür
Literatürde borsa endeksleri arasındaki etkileşimin analizi belirli bir ekonomik organizasyon (BRICS, G-8 vb.),
coğrafi grup (Asya, MENA vb.) veya seçilen ülkeler çerçevesinde yapılmaktadır. Bu nedenle literatür özeti
aynı veya yakın örnekleme sahip olan çalışmaların gruplanması şeklinde olacaktır. Aynı ülke ekonomik ve
coğrafi açıdan farklı topluluklarda yer alabiliyor olsa da bu gruplandırma anlatımın sadeleşmesi açısından
önemlidir.
Türkiye’nin AB ve AB üyeleri arasından seçilen ülkeler ile etkileşimine yönelik geniş bir literatür
bulunmaktadır ve bazı örneklerine burada yer verilmiştir. Mandacı ve Taşkın (2005) tarafından 2000-2004
dönemi için Türkiye ile 17 Avrupa borsası1, işlem hacmi ve piyasa değeri gibi çeşitli kriterlere göre kıyaslanmış
ve borsalar arasındaki korelasyon incelenmiştir. İMKB’nin Avrupa borsalarına göre daha yüksek risk ve getiri
oranına sahip olduğu gözlenmiştir. Ayrıca, Avrupa borsaları ile İMKB arasındaki korelasyonun oldukça
1 Almanya, Avusturya, Danimarka, Belçika, Fransa, Hollanda, Portekiz, Finlandiya, İngiltere, İrlanda, İspanya, İsveç,
İtalya, Macaristan, Norveç, Polonya ve Yunanistan.

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3053
düşük çıktığı gözlenmiş ve İMKB’nin Avrupa borsalarına alternatif bir yatırım aracı olabileceği sonucuna
varılmıştır. Ceylan (2006) 2000-2005 dönemini kapsayan çalışmasında, AB (MSCI EU), ABD (S&P 500),
Bulgaristan, Hırvatistan, Romanya ile Türkiye borsalarının etkileşimini incelemiştir. Belirtilen endeksler
arasında düşük korelasyon tespit edilmiş ve eşbütünleşme ilişkisine rastlanmamıştır. Nedensellik ilişkisinin
Türkiye borsasından Bulgaristan borsasına doğru olduğu tespit edilmiş, diğer endeksler arasında ise
nedensellik ilişkisi bulunmadığı raporlanmıştır. Boztosun ve Çelik (2011) 2002-2009 dönemi için, İMKB ile
Avrupa borsaları2 arasındaki etkileşimi araştırmıştır. Önceki yıllarda yapılan çalışmaların aksine, Türkiye ile
Avrupa borsaları arasında -Hollanda hariç olmak üzere- yüksek korelasyon tespit edilmiştir. Bununla birlikte,
Türkiye ile Almanya, Belçika, Hollanda, İngiltere ve Norveç borsalarının eşbütünleşik, diğer ülke borsalarının
ise, eşbütünleşik olmadığı ifade edilmiştir.
AB dışındaki diğer ekonomik organizasyonların üye ülkeleri ile Türkiye borsaları arasındaki etkileşimlere
yönelik çalışmaların da literatürde yer aldığı görülmektedir. Bozoklu ve Saydam (2010), 2005-2010 dönemi
için Türkiye ve BRIC3 ülkeleri arasında eşbütünleşme ilişkisi tespit etmiştir. Özşahin (2017) ise, Türkiye ile
BRICS4 ülkeleri arasındaki etkileşimleri 2000-2016 dönemi için incelemiştir. Elde edilen bulgulara göre Rusya,
Hindistan, Çin ve Güney Afrika ile Türkiye borsaları uzun dönemde birlikte hareket etmektedir ve bu borsalar
arasında portföy çeşitlendirmesi yapmak mümkün değildir. Polat ve Gemici (2017) ise, Türkiye ile BRICS ülke
borsaları arasındaki eşbütünleşme ilişkisini Ocak 2003-Haziran 2017 dönemi aylık veriler aracılığıyla
incelemiştir. Elde edilen bulgulara göre, Türkiye ile Hindistan ve Brezilya borsaları arasında hem uzun hem
de kısa dönemde, Türkiye ile Rusya arasında sadece kısa dönemde eşbütünleşme ilişkisi bulunmaktadır. Yağlı
(2016), 2001-2016 yıllarını kapsayan çalışmasında Amerika Birleşik Devletleri ile BRICS ülkeleri ve Türkiye
hisse senedi piyasaları arasındaki eşbütünleşme ilişkisini Johansen Eşbütünleşme testi ile incelemiştir.
Araştırmadan elde edilen bulgulara göre ABD ile BRICS ülkelerinin hisse senedi piyasaları arasında uzun
dönemli ilişkiye rastlanmamıştır. Kocabıyık ve Kalaycı (2014), 2003-2012 dönemi için Türkiye ile G-85 ülke
borsalarının etkileşimini incelemiştir. İlgili dönemde Türkiye ve G-8 ülkeleri arasında, kısa ve uzun dönem
ilişkiye rastlanmadığı bildirilmiştir. Sevüktekin ve Nargeleçekenler (2008), 1986-2007 dönemi için Amerikan
Borsa Endeksleri (Dow Jones, Nasdaq ve S&P 500) ile İMKB arasındaki etkileşimi incelemişlerdir. İlgili
borsalar arasında uzun dönemli ilişki tespit edilmiştir. Uzun dönemli nedensellik analizlerinde çift yönlü
nedensellik, kısa dönem nedensellik analizlerinde ise, Amerikan borsalarından İMKB’ye doğru tek yönlü
nedensellik ilişkisinin var olduğu sonucuna ulaşılmıştır.
Literatürde yer alan başka bir çalışma alanı ise Türkiye ile gelişen ve gelişmiş ülkeler arasındaki etkileşimdir.
Çıtak ve Gözbaşı (2007), İMKB ile ABD, Almanya, Hindistan, İngiltere, Japonya ve Malezya borsaları
arasındaki ilişkiyi 1986-2006 dönemi için araştırmışlardır. Çalışmada İMKB ile ABD, Almanya, Hindistan ve
İngiltere borsaları arasında uzun dönemli ilişki saptanmıştır. Korkmaz vd. (2009) ise, 1995-2007 dönemi için
İMKB ile çok sayıda gelişmiş6 ve gelişmekte7 olan ülke borsasının etkileşimini incelemişlerdir. Farklı
eşbütünleşme testlerinin uygulandığı çalışmada testlerin ortak sonuçlarına göre; İMKB ile ABD, Avustralya,
Belçika, İngiltere, İrlanda, İspanya, Portekiz ve Macaristan borsalarının eşbütünleşik olmadığı vurgulanmıştır.
Bu borsaların çeşitlendirme adına portföy oluşturmada kullanılabileceği belirtilmiştir. Vuran (2010) 2006-2009
dönemi için, İMKB ile çeşitli pay senedi endekslerinin8 etkileşimini incelemiştir. Yapılan analizler sonucunda,
İMKB ile Almanya, Arjantin, Brezilya, İngiltere ve Meksika borsalarının eşbütünleşik olduğu saptanmıştır.
Kaya (2016) Ocak 2010-Aralık 2011 döneminde haftalık veriler bazında BİST 100 endeksi ile Merval (Arjantin),
DJIA, Bombay (Hindistan), Shanghai (Çin) ve CAC (Fransa) endeksleri arasındaki eşbütünleşme ilişkisini
araştırmıştır. Elde edilen bulgulara göre, ilgili dönemde BİST 100 ile ABD ve Arjantin borsaları arasında
eşbütünleşme ilişkisinin bulunduğu ifade edilmiştir. Öztürk (2018) ise, BİST 30 endeksi ile MSCI gelişen
2 Almanya, Avusturya, Belçika, Fransa, Hollanda, İngiltere, İspanya, İsveç, İsviçre ve Norveç.
3 Brezilya, Rusya, Hindistan ve Çin’in baş harflerinin kısaltmasıdır ve ilgili ülke ekonomilerini ifade etmek için
kullanılmaktadır.
4 Brezilya, Rusya, Hindistan, Çin, Güney Afrika
5 G-8; Japonya, Rusya, İtalya, Almanya, Fransa, İngiltere, ABD ve Kanada ülkelerinden oluşmaktadır.
6 Almanya, ABD, Avusturya, Avustralya, Belçika, Danimarka, Finlandiya, Fransa, Hollanda, Hong Kong, İngiltere,
İrlanda, İspanya, İsveç, İtalya, Japonya, Kanada, Kanada, Norveç, Portekiz, Singapur, Yeni Zelanda ve Yunanistan.
7 Arjantin, Brezilya, Çek Cumhuriyeti, Çin, Endonezya, Filipinler, Güney Kore, Hindistan, İsrail, Kolombiya, Macaristan,
Malezya, Meksika, Mısır, Pakistan, Peru, Polonya, Rusya, Sri Lanka, Şili, Tayland, Tayvan ve Türkiye.
8 ABD, Almanya, Arjantin, Brezilya, Fransa, İngiltere, Japonya ve Meksika

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3054
piyasalar (MSCI-EF9) endeksi arasındaki eşbütünleşme ilişkisini Ocak 2003-Temmuz 2017 dönemi aylık
verileri aracılığıyla incelemiştir. Veri seti 2008 finansal krizi öncesi ve sonrası olarak iki dönem olarak
ayrılmıştır. Elde edilen bulgular, kriz öncesinde BİST 30 ile MSCI-EF endeksi arasında eşbütünleşme ilişkisinin
bulunmadığını ancak kriz sonrası ve tüm dönem dikkate alındığında ilgili endeksler arasında eşbütünleşme
ilişkisinin mevcut olduğuna işaret etmektedir.
Türkiye ile yüksek ticaret hacmine sahip olduğu ülke borsaları arasındaki etkileşim literatürde başka bir
araştırma alanını oluşturmaktadır. Korkmaz vd. (2008), 1995-2007 dönemi için İMKB ile AB üyesi 18 ülke10 ve
Türkiye’nin yoğun ticaret hacmine sahip olduğu 10 ülke11 borsası arasındaki etkileşimi incelemişlerdir.
Yapılan analiz sonuçlarına göre; Türkiye ile yoğun dış ticaret hacmine sahip olduğu ülke borsaları arasında
korelasyon oranı oldukça düşüktür. Ayrıca, İMKB ile AB üyesi ülkelerinden Belçika, İngiltere, İrlanda,
İspanya, Macaristan ve Portekiz ve yoğun ticaret hacminin bulunduğu ABD, İngiltere ve İspanya pay senedi
piyasaları arasında eşbütünleşme ilişkisi tespit edilememiştir. İMKB ile diğer ülke piyasaları arasında
eşbütünleşme ilişkisi bulunduğu belirtilmiştir. Yılancı ve Öztürk (2010), 1995-2009 dönemi için İMKB ile
Türkiye’nin beş ticaret ortağı ülke (ABD, Almanya, Hollanda, İspanya ve İngiltere) borsaları arasındaki ilişkiyi
incelemişlerdir. Elde edilen bulgulara göre; İMKB ile Hollanda, İngiltere ve ABD arasında bir eşbütünleşme
ilişkisine rastlanmamıştır. İMKB yatırımcıları için ilgili piyasaların portföy çeşitlendirmesinde ikame olarak
kullanılabileceği belirtilmiştir.
3. Veri Seti ve Ekonometrik Metodoloji
Araştırmaya ait veri seti ve ekonometrik metodolojiye ait bilgiler iki ayrı alt başlıkta sunulmaktadır.
3.1. Veri Seti
Çalışmanın veri seti Ocak 2000 – Mayıs 2019 dönemini kapsayan aylık borsa endeksi kapanış değerlerinden
oluşmaktadır. Türkiye ile dış ticaretinde önemli yere sahip yedi ülke borsası arasındaki ilişkinin niteliği tespit
edilmeye çalışılmaktadır. Aşağıda, Tablo 1’de çalışmaya konu olan ülkelerin menkul kıymet borsalarına
ilişkin bilgiler sunulmuştur.
Tablo 1: Çalışmada İncelenen Ülkeler ve Borsa Endeksleri
Ülke
Borsa İsmi
Borsa Endeksi
Dönem
Türkiye
Borsa İstanbul
BİST100
2000:01-2019:05
Almanya
Frankfurt Borsası
DAX 30
2000:01-2019:05
Rusya
Moskova Borsası
IMOEX
2000:01-2019:05
İtalya
FTSE İtalya Borsası
FTMIB
2000:01-2019:05
ABD
Şikago Borsa Kurulu
S&P 500
2000:01-2019:05
İngiltere
Londra Menkul Kıymetler Borsası
FTSE 100
2000:01-2019:05
Fransa
Euronext Paris Borsası
CAC 40
2000:01-2019:05
İspanya
Madrid Borsası
IBEX 35
2000:01-2019:05
Çalışmaya konu olan ülkeler için sırasıyla ABD (S&P 500), Almanya (DAX 30), Fransa (CAC 40), İngiltere
(FTSE 100), İspanya (IBEX 35), İtalya (FTMIB), Rusya (IMOEX) ve Türkiye (BİST 100) olmak üzere, ülke
borsalarının temel piyasa endeksleri kullanılmıştır. Çalışmaya dahil edilen verilerin logaritması alınmıştır.
Veriler ilgili borsaların resmi internet sitesi ve Yahoo Finans adreslerinden sağlanmıştır. Ocak 2000 – Mayıs
2019 dönemi için 233 gözlem değeri veri setini oluşturmaktadır.
Aşağıda, Tablo 2’de çalışmaya konu olan değişkenler ve Türkiye dış ticaretinde sahip oldukları paylara yer
verilmiştir:
9 MSCI gelişen piyasalar endeksi içerisinde Birleşik Arap Emirlikleri, Brezilya, Çek Cumhuriyeti, Çin, Endonezya,
Filipinler, Güney Afrika, Hindistan, Katar, Kolombiya, Kore, Macaristan, Malezya, Meksika, Mısır, Pakistan, Peru,
Polonya, Rusya, Şili, Tayvan, Tayland, Türkiye ve Yunanistan yer almaktadır.
10 Almanya, Avusturya, Belçika, Çek Cumhuriyeti, Danimarka, Finlandiya, Fransa, Hollanda, İngiltere, İrlanda, İspanya,
İsveç, İtalya, Macaristan, Norveç, Polonya, Portekiz ve Yunanistan.
11Almanya, ABD, Çin, Fransa, Hollanda, İngiltere, İspanya, Güney Kore, İtalya ve Rusya.

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3055
Tablo 2: Çalışmada Yer Alan Ülkelerin Türkiye Dış Ticaret Payları (Milyon $)
Sıra Ülke İthalat
Ülkenin
Yüzdesi
İhracat
Ülkenin
Yüzdesi
İthalat +
İhracat
Ülkenin
Yüzdesi
1
Almanya
207.120,16
9,59%
135.868,77
9,54%
342.988,93
9,57%
2
Rusya
219.049,55
10,14%
44.853,66
3,15%
263.903,21
7,36%
3
İtalya
111.786,00
5,17%
72.980,09
5,12%
184.766,09
5,15%
4
ABD
122.721,56
5,68%
59.151,97
4,15%
181.873,53
5,07%
5
İngiltere
56.693,76
2,62%
91.659,54
6,44%
148.353,30
4,14%
6
Fransa
79.736,58
3,69%
63.850,03
4,48%
143.586,61
4,01%
7
İspanya
56.463,81
2,61%
46.814,64
3,29%
103.278,45
2,88%
Genel
Toplam
2.160.397,28 1.424.089,24 3.584.486,52 38,18%
Kaynak: www.tuik.gov.tr.
Seçilen ülkelerin Türkiye dış ticaret hacminin ~%40’ını temsil ettiği gözlenmektedir. Türkiye dış ticaret
yelpazesi oldukça geniş bir ülkedir ve buradaki ülkelerle sınırlı değildir. Ancak, analizlerin yönetimi ve veri
temini gibi kısıtlar nedeniyle değişken sayısı kısıtlanmıştır. Bununla birlikte, ilgili ülkeler yıllar itibarıyla
sıralamaları değişse bile Türkiye dış ticaretinde ilk sıralarda yer almaktadır.
3.2. Ekonometrik Metodoloji
Çalışmada serilerin durağanlık düzeyleri literatürde sıklıkla kullanılan Artırılmış Dickey-Fuller (ADF; 1979-
1981) ve Phillips-Perron (PP;1988) standart birim kök testlerinin yanı sıra iki içsel kırılmaya izin veren Lee ve
Strazicich (2003) birim kök testi ile sınanmıştır. Serilerin bütünleşme derecelerinin (I(1)) belirlenmesinden
sonra, seriler arasında olası uzun dönemli eşbütünleşme ilişkilerinin varlığı yapısal değişimleri dikkate alan
Hatemi-J (HJ) (2008) eşbütünleşme testi ile analiz edilmiştir. Uzun döneme ait katsayıların tahmin edilmesinde
HJ’nin yapısal kırılmaları dikkate alarak uzun dönem katsayılarını tahmininde kullandığı en küçük kareler
(EKK) yöntemi kullanılmıştır.
3.2.1. Lee ve Strazicich (2003) Birim Kök Testi
Zivot ve Andrews (1992) ve Lumsdaine ve Papell (1997) birim kök testlerinin temel hipotezi (H0) yapısal
kırılmasız serinin birim köklü olduğu, alternatif hipotez (H1) ise serinin yapısal kırılmalarla birlikte durağan
olduğu yönündedir. Lee ve Strazicich (2003, 2004) bu testlerde ileri sürülen temel hipotezin alternatifinin
“yapısal kırılmalı durağan” olmaması gerektiğini savunmuşlardır. Çünkü temel hipotezde yapısal kırılma
olmadığı varsayılıyorsa alternatif hipotezde de yapısal kırılmaların var olması gerekir, bu ise incelenen seride
yapısal kırılmalı birim kökün var olabileceğini gösterir (Yılancı, 2009: 329). Lee ve Strazicich (2003, 2004),
Schmidt ve Phillips (1992) Lagrange Çarpanları (LM) birim kök testine dayanan, temel ve alternatif hipotezde
kırılmaya izin veren içsel iki kırılmalı Lagrange Çarpanları birim kök testini literatüre kazandırmışlardır.
Lee ve Strazicich birim kök testi için Perron (1989)’daki üç yapısal kırılmalı (Model A, B ve C) modeli dikkate
almış ve aşağıdaki regresyon denklemine göre veri üretmişlerdir (Lee ve Strazicich, 2003: 1082-1083).
t tt
y Ze
′
=δ+
1tt t
ee
−
=β +ε
(1)
Eşitlikte yer alan
t
Z
, veri üretme sürecinde dışsal değişkenleri içeren vektörü ifade eder ve aşağıdaki gibi
tanımlanmaktadır.
12
1, , 1, 2 ,
t tt
i içiZ tD D n
′

==

Eşitlikte yer alan kukla (gölge) değişken aşağıdaki gibi tanımlanmaktadır.
1, t 1
0,
Bi
it
t T iken
Ddiğer durumlarda
≥+ 

=


Burada
Bi
T
kırılma zamanını göstermektedir.

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3056
Düzeyde ve eğimde iki kırılmaya izin veren
t
Z
değişkeni aşağıdaki gibi elde edilmektedir.
12 1 2
1, , , , , , 2
,1
t tt t t
Z t D D DT DT i için
′

==

Buradaki kukla değişken ise şöyle elde edilmektedir.
,1
0,
Bi Bi
it
t T t T iken
DT diğer durumlarda
− ≥+ 

=


Lee ve Strazicich kırılmalı birim kök testinde veri yaratma süreci temel hipotez altında kırılmaları içerirken
( 1),β=
alternatif hipotez
( 1),β<
şeklindedir. Lee ve Strazicich kırılmalı birim kök test istatistiği (LM)
aşağıdaki regresyondan elde edilir.
1t tt t
y ZSu
−
′
∆ =δ∆ +φ +

(2)
Eşitlikte,
^,
t xt
Sy Z= −ψ − δ


t=2,…,T şeklindedir.
;δ

t
y∆
’nin
t
Z∆
’ye göre regresyonundan elde edilen
katsayılardır.
x
ψ

,
11
yZ−δ

ile elde edilir. LM istatistiği birim kök temel hipotezi φ = 0 t istatistiği ile sınanır
(Yılancı, 2009: 330).
3.2.2. Hatemi-J Eşbütünleşme Testi
Ekonometrik çalışmalarda serilerin durağanlık düzeyleri belirlendikten sonra eşbütünleşme testleri
aracılığıyla seriler arasındaki uzun dönemli eşbütünleşme ilişkisinin varlığı yani değişkenlerin uzun dönemde
birlikte hareket edip etmediği araştırılmaktadır. Gregory ve Hansen (1996) tarafından literatüre kazandırılan
eşbütünleşme testinde yapısal kırılma tarihi içsel olarak belirlenmekte ve bir yapısal kırılmaya izin
verilmektedir. Hatemi-J (2008) tarafından geliştirilen eşbütünleşme testi, bir içsel kırılmaya izin veren Gregory
ve Hansen (1996) eşbütünleşme testinin iki yapısal kırılmaya izin verecek şekilde genişletilmiş şeklidir.
Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testinde analiz için ilk olarak aşağıdaki eşitlik dikkate alınmaktadır (Hatemi-J,
2008: 498-499).
(3)
Hatemi-J çalışmasında (3) numaralı eşitliği hem sabitte hem de eğimde iki yapısal kırılmanın etkisi dikkate
alarak aşağıdaki gibi genişletmiştir.
0 11 22 0 11 22t t t t tt tt t
y D D x Dx Dx u
′′ ′
=α +α +α +β +β +β +
(4)
(4) numaralı eşitlikte D1t ve D2t yapısal kırılmaların (değişimlerin) etkilerini modele dahil eden kukla
değişkenler olup aşağıdaki gibi tanımlanmaktadır:
1
1
1
0, t
1,
t
eğer n
Değer t n

≤τ

=
>τ


ve
2
2
2
0, t
1,
t
eğer n
Değer t n

≤τ

=
>τ


(5)
(4) numaralı eşitlikte
0
α
yapısal değişimlerden önceki sabit terimi gösterirken,
1
α
ve
2
α
birinci ve ikinci
yapısal kırılma nedeniyle sabit terimde meydana gelen değişimi göstermektedir. Yapısal değişimlerden önce
eğim parametresini
0
β
gösterirken, birinci ve ikinci yapısal değişimin eğimde meydana getirdiği etkiyi
sırasıyla
1
β
ve
2
β
parametreleri göstermektedir (Yılancı ve Öztürk, 2009: 267).
Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testinde değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisi yoktur temel hipotezi,
değişkenler arasında iki yapısal kırılmayla birlikte eşbütünleşme ilişkisi vardır alternatif hipotezine karşı
sınanmasında
*
,ADF Z
α
ve
t
Z
test istatistikleri kullanılarak üç model tahmin edilmektedir. Bu modellerden
ilki Model 2 (C) seviyede kayma, ikinci model olan Model 3 (C/T) seviyede ve eğimde kayma ve üçüncüsü
Model 4 (C/S) rejim değişimi (kayması) olarak ifade edilmekte ve ilgili test istatistikleri aşağıdaki gibi elde
edilmektedir (Hatemi-J, 2008: 500):
, 1,2,..., .
t tt
y xu t n
′
=α+β + =

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3057
12
*
12
(,)
inf ( , )
T
ADF ADF
ττ∈
= ττ
(6)
12
*
12
(,)
inf Z ( , )
tt
T
Z
ττ∈
= ττ
(7)
12
*
12
(,)
inf Z ( , )
T
Zαα
ττ∈
= ττ
(8)
Burada T= (0,15n, 0,85n) ve yukarıda verilen her üç istatistik standart olmayan dağılıma sahiptir. Bu üç testin
tüm
1
τ
ve 2
τ
değerleri için hesaplanan test istatistiklerinin en küçük olanı kullanılır
11
( (0.15, 0.70)T
∈=
τ
ve
22 1
(0.15 ,0.70))T∈= +
ττ
. Kritik değerler Hatemi-J (2008) Tablo 1’de raporlanmıştır.
4. Ampirik Bulgular
4.1. Birim Kök Testi Sonuçları
Çalışmanın bu kısmında analize dahil edilen serilerin birim kök içerip içermediğine yönelik test sonuçları
verilecektir. Öncelikle literatürde en çok tercih edilen Artırılmış Dickey-Fuller (ADF;1981) ve Phillips-Perron
(PP;1988) standart birim kök testleri uygulanarak serilerin durağanlıkları incelenmiş ve sonuçları Tablo 3’te
sunulmaktadır. Modele dahil edilen tüm değişkenlerin seviye ve birinci fark değerlerine uygulanan yapısal
kırılmalı Lee ve Strazicich (2003) birim kök test sonuçları Tablo 4’te rapor edilmektedir.
Tablo 3: ADF ve PP Birim Kök Test Sonuçları
Değişken
ADF Test İstatistiği
PP Test İstatistiği
Sabitli Terimli
Sabitli ve Trendli
Sabitli Terimli
Sabitli ve Trendli
BİST 100
-1,043
-2,660
-0,976
-2,548
DAX 30 -0,713 -3,054 -0,828 -3,109
FTSE 100
-1,447
-2,663
-1,596
-2,791
FTMIB
-1,794
-1,965
-1,892
-2,204
IBEX 35
-2,298
-2,374
-2,463
-2,533
IMOEX
-1,730
-2,114
-1,723
-2,017
CAC 40 -2,097 -2,220 -2,312 -2,364
S&P 500
-0,019
-2,097
-0,232
-2,212
∆BİST 100
-17,524*
-17,487*
-17,556*
-17,518*
∆DAX 30
-14,092*
-14,159*
-14,086*
-14,151*
∆FTSE 100
-15,374*
-15,394*
-15,399*
-15,412*
∆FTMIB -14,854* -14,869* -14,891* -14,899*
∆IBEX 35
-14,514*
-14,491*
-14,506*
-14,482*
∆IMOEX
-12,366*
-12,379*
-12,367*
-12,383*
∆CAC 40
-13,968*
-14,041*
-13,998*
-14,042*
∆S&P 500
-13,821*
-13,922*
-13,886*
-13,931*
Kritik
Değerler
1%
-3,458
-3,998
-3,458
-3,998
5%
-2,873
-3,429
-2,873
-3,429
10%
-2,573
-3,138
-2,573
-3,138
Açıklamalar: *,** ve *** işaretleri %1, %5 ve %10 düzeylerinde istatistiksel olarak anlamlılığı ifade etmektedir.
Δ, birinci fark işlemcisidir.
Tablo 3’te yer alan birim kök test sonuçları, serilerin düzey değerlerinin birim kök içerdiği yani durağan
olmadığını; ancak serilerin ilk farkı alındığında durağanlaştığını işaret etmektedir. ADF ve PP birim kök testi
sonuçlarına göre tüm değişkenler I(1) olup birinci derecede bütünleşiktir.
Tablo 4’te serilere ait yapısal kırılmalı birim kök test sonuçları verilmiştir. Tabloda yer alan Lee ve Strazicich
birim kök testi sonuçlarına göre her iki modelde de hesaplanan test istatistik değerleri kritik değerlerden
küçük olduğu için temel hipotez kabul edilir ve seriler durağan değildir. Serilerin birinci farkı alınarak yapılan
birim kök testi sonuçları, serilerin durağan olduğu yönündedir. Tablo 4’te rapor edilen Lee ve Strazicich birim

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3058
kök test sonuçlarına göre modele dahil edilen seriler birinci derecede bütünleşik olup elde edilen bu sonuçlar
ADF ve PP test sonuçlarını desteklemektedir.
Tablo 4: Lee-Strazicich Birim Kök Testi Sonuçları
Değişken
Model A
Model C
Test İstatistiği Kırılma Dönemi
Test İstatistiği
Kırılma Dönemi
BİST 100
-2,422
2002M01:2008M06
-4,610
2002M06:2005:M05
DAX 30
-2,118
2002M07:2002M10
-4,341
2004M07:2008M08
FTSE 100
-2,866
2002M08:2011M09
-4,323
2004M07:2008M08
FTMIB
-2,783
2010M10:2015M01
-3,695
2005M11:2011M09
IBEX 35
-2,105
2002M12:2005M07
-3,642
2003M01:2008M07
IMOEX
-2,083
2002M02:2005M10
-5,464
2005M09:2008M07
CAC 40
-2,733
2013M12:2014M11
-4,209
2004M08:2008M09
S&P 500
-2,433
2002M08:2011M09
-4,327
2003M02:2008M10
∆BİST 100
-8,082*
-9,242*
∆DAX 30
-11,905*
-12,213*
∆FTSE 100
-8,220*
-9,038*
∆FTMIB
-8,704*
-11,379*
∆IBEX 35
-7,855*
-12,406*
∆IMOEX
-11,264*
-9,061*
∆CAC 40
-11,664*
-12,039*
∆S&P 500
-7,079*
-12,241*
Kritik
Değerler
1%
-4,077
-6,984
5%
-3,568
-6,143
10%
-3,304
-5,738
Açıklamalar: Δ, birinci fark işlemcisidir. *,** ve *** işaretleri %1, %5 ve %10 düzeylerinde seri birim kök
içermektedir şeklinde oluşturulan temel hipotezin reddedildiğini göstermektedir.
4.2. Eşbütünleşme Testi Sonuçları
Çalışmada serilerin bütünleşme derecesinin (I(1)) belirlenmesinden sonra, seriler arasında uzun dönemli
eşbütünleşme ilişkisinin varlığı iki içsel kırılmaya izin veren Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testi ile
incelenmiştir. Testin sonuçları Tablo 5’te sunulmuştur.
Tablo 5: Hatemi-J (2008) Eşbütünleşme Test Sonuçları
Model
Test İstatistiği
Kırılma Dönemi
Hatemi-J (C/S)
Rejim Değişimi ADF* Zt Zα TB1 TB2
BİST 100-DAX 30
-7,624
a
-7,905
a
-92,672
a
Eki.03
Haz.06
BİST 100-FTSE 100 -7,511a -7,499a -87,875b Eki.03 Kas.05
BİST 100-FTMIB
-4,963
-4,973
-44,265
Mar.04
Şub.07
BİST 100-IBEX 35
-5,633
-5,544
-52,661
Eki.03
May.07
BİST 100-IMOEX -5,792c -5,717c -56,109c Ara.03 Eki.06
BİST 100-CAC 40
-6,510
a
-6,364
b
-66,373
c
Kas.02
Eki.05
BİST 100-S&P 500 -6,636a -6,504a -70,394c Ara.03 Kas.05
Açıklamalar: a, b ve c sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık düzeylerini göstermektedir. TB1 ve TB2 sırasıyla
birinci ve ikinci kırılma zamanını göstermektedir. Kritik değerler Hatemi-J (2008) Tablo 1’den elde edilmiştir.
Tablo 5’teki Hatemi-J (2008) test sonuçlarına bakıldığında
*
,ADF Z
α
ve
t
Z
test istatistikleri eşbütünleşme
ilişkisini desteklemektedir. Elde edilen bulgular, BİST 100 ile tekli bazda DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40
ve S&P 500 borsa endeksleri arasında güçlü birer eşbütünleşme ilişkisini işaret etmektedir. BİST 100 ile diğer
iki borsa endeksi (IBEX 35 ve FTMIB) arasında ise, uzun dönemli bir ilişkiye rastlanmamıştır.

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3059
Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testi sonuçlarına göre ilgili değişkenlerin uzun dönemde birlikte hareket
ettiğinin tespit edilmesinden sonraki adımda uzun dönemli ilişkiyi yansıtan parametrelerin tahminine
geçilmiş ve sonuçlar Tablo 6’da sunulmuştur. Tabloda yer alan Rejim I, birinci rejim kayması öncesi
katsayıları; Rejim II, birinci rejim kayması sonrası katsayılardaki değişimi; Rejim III, ikinci rejim kayması
sonrası katsayılardaki değişimleri göstermektedir.
Tablo 6: HJ Rejim Değişim Tarihleri Dikkate Alınarak Uzun Dönem Katsayıların Tahmini
BİST100-DAX30
BİST100-FTSE100
BİST100-IMOEX
BİST100-CAC40
BİST100-S&P500
Rejim I
α
0
7,574*[12,60]
6,397*[4,99]
8,550*[17,22]
5,680*[3,22]
5,770*[5,55]
β
0
0,209*[2,96]
0,346**[2,30]
0,146*[1,74]
0,432**[2,08]
0,511*[3,45]
Rejim II
α
1
-14,414*[-8,29]
-22,544*[-4,75]
-3,243*[-3,91]
-16,055*[-4,64]
-32,210*[-4,59]
β1 1,808*[8,78] 2,747*[4,89] 0,593*[4,45] 2,030*[4,85] 4,659*[4,69]
Rejim III
α
2
8,407*[5,01]
9,279**[1,98]
-1,391***[-1,69]
15,945*[5,05]
30,474*[4,39]
β
2
-0,963*[-4,85]
-1,038***[-1,88]
0,232***[1,95]
-1,809*[-4,71]
-4,221*[-4,29]
Köşeli parantez içindeki değerler t istatistiklerini göstermektedir. *,** ve *** sırasıyla %1, %5 ve %10 anlamlılık
düzeyini göstermektedir.
Tablo 6’da rapor edilen uzun dönem katsayıları incelendiğinde, I. rejim döneminde BİST 100 ile DAX 30, FTSE
100, IMOEX, CAC 40, ve S&P 500 borsa endeksleri arasında uzun dönemde pozitif ve istatistiksel olarak
anlamlı ilişkilerin mevcut olduğu görülmektedir. I. rejim döneminde DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40, ve
S&P 500 borsa endeksleri değişkenlerinin katsayıları sırasıyla 0,209, 0,346, 0,146, 0,432 ve 0,511 değerlerini
almıştır.
II. rejim dönemi olan birinci kırılma tarihlerinden sonra BİST 100 ile DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40, ve
S&P 500 borsa endeksleri arasında pozitif ve istatistiki olarak anlamlı bir ilişki olduğu görülmektedir. Birinci
kırılma tarihinden itibaren DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40, ve S&P 500 borsa endeksleri değişkenlerinin
katsayıları sırasıyla 1,808, 2,747, 0,593, 2,030 ve 4,659’dur. Tablo 6’da yer alan uzun dönem katsayı sonuçlarına
göre birinci kırılmadan önce DAX 30 borsa endeksinin katsayısı 0,209 ve istatiksel olarak anlamlı; birinci
kırılmadan sonra DAX 30 borsa endeksinin katsayısı 2,017 (=0,209+1,808) değerini almıştır. FTSE 100 borsa
endeksinin birinci kırılmadan önceki katsayısı 0,346; birinci kırılmadan sonra FTSE 100 borsa endeksinin
katsayısı 3,093 (=0,346+2,747) olmuştur. Birinci kırılmadan önce IMOEX borsa endeksinin katsayısı 0,146;
birinci kırılmadan sonra IMOEX borsa endeksinin katsayısı 0,739 (=0,146+0,593) değerini almıştır. Birinci
kırılmadan önce CAC 40 borsa endeksinin katsayısı 0,432; birinci kırılmadan sonra CAC 40 borsa endeksinin
katsayısı 2,462 (=0,432+20,30) olmuştur. Son olarak birinci kırılmadan önce S&P 500 borsa endeksinin katsayısı
0,511 iken birinci kırılmadan sonra S&P 500 borsa endeksinin katsayısı 5,170 (=0,511+4,659) olmuştur.
İkinci kırılma tarihlerinden sonraki III. rejim dönemine bakıldığında ise BİST 100 borsa endeksi üzerinde
IMOEX borsa endeksi hariç diğer dört borsa endeksinin etkisinin negatife döndüğü görülmektedir. III. rejim
döneminde DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40, ve S&P 500 borsa endeksleri sırasıyla -0,963, -1,038, 0,232, -
1,809 ve -4,221 katsayılarını almıştır. İkinci kırılmadan sonra DAX 30 -0,754 (=0,209-0,963), FTSE 100 -0,692
(=0,346-1,038), IMOEX 0,378 (=0,146+0,232), CAC 40 -1,377 (=0,432-1,809) ve S&P 500 -3,710 (=0,511-4,221)
değerini almıştır.
I., II. ve III. Rejim dönemleri değerlendirildiğinde, Türkiye ile dış ticaretinde önemli yere sahip beş ülke borsası
arasında birinci rejim kayması öncesi ve birinci rejim kayması sonrasında ilgili ülke borsa endekslerindeki bir
artışın BİST 100’ü pozitif yönde etkilediği görülmektedir. Bu doğrultuda ilgili dönemler için bu ülke
borsalarının benzer hareketler sergilediği yorumu yapılabilecektir. İkinci rejim kayması sonrası Moskova
Borsası dışındaki diğer dört ülke borsasının BİST 100 üzerindeki pozitif etkisinin negatife döndüğü
belirlenmiştir.
Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testi sonuçları BİST 100 ile incelenen borsaların beşi (DAX 30, FTSE 100, IMOEX,
CAC 40 ve S&P 500) arasında eşbütünleşme ilişkisi olduğunu işaret etmektedir. Bu kapsamda, incelenen
dönemde meydana gelen yapısal değişimlerin borsa endeksleri arasındaki ilişki üzerinde etkili olduğu

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3060
görülmektedir. Sonuç olarak, modern portföy teorisi çerçevesinde BİST 100 aralarında uzun dönemli bir ilişki
tespit edilmeyen FTMIB ve IBEX 35 borsaları için ikame bir yatırım seçeneği olarak kabul edilebilir. Başka bir
ifade ile BİST 100’e portföylerinde yer veren yatırımcılar FTMIB ve IBEX 35 endekslerine BİST 100 nedeniyle
üstlendikleri riski azaltmak amacıyla yatırım yapabilir ve beraberinde elde edecekleri getiriyi de artırabilme
fırsatı bulabilirler.
5. Sonuç
Ocak 2000 – Mayıs 2019 dönemi için Türkiye ile dış ticaretinde önemli yere sahip yedi ülkenin borsa endeksleri
arasındaki uzun dönemli ilişkilerin araştırıldığı çalışmada değişkenlere ilişkin aylık borsa endeksi kapanış
değerlerinden yararlanılmıştır. Bu çalışmada Türkiye (BİST 100) ile ABD (S&P 500), Almanya (DAX 30), Fransa
(CAC 40), İngiltere (FTSE 100), İspanya (IBEX 35), İtalya (FTSE MIB), Rusya (IMOEX) arasındaki ilişki yapısal
kırılmalar dikkate alınarak incelenmiştir. Analiz için ilk aşamada, serilerin durağanlıkları Artırılmış Dickey-
Fuller (ADF;1981) ve Phillips-Perron (PP;1988) standart birim kök testlerinin yanı sıra iki içsel kırılmaya izin
veren Lee ve Strazicich (2003) birim kök testi ile sınanmıştır. Birim kök sınamasında serilerin ilk farkında
durağan oldukları bulgusuna ulaşılmıştır. Birim kök sınamasından sonra ikinci aşamada yapısal değişimleri
dikkate alarak değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi incelemek için iki yapısal kırılmaya izin veren
Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testi kullanılmıştır. Değişkenler arasında eşbütünleşme ilişkisinin varlığı tespit
edildikten sonra üçüncü aşamada her bir değişkenin uzun dönemde aldığı katsayı HJ’nin yapısal kırılmaları
dikkate alarak uzun dönem katsayılarını tahmininde kullandığı EKK (en küçük kareler) yöntemi ile tahmin
edilmiştir.
Elde edilen analiz bulgularına göre; iki yapısal kırılmaya izin veren Hatemi-J (2008) eşbütünleşme testi FTMIB
ve IBEX 35 borsa endeksleri hariç DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40 ve S&P 500 borsa endeksleri ile BİST
100’ün uzun dönemde birlikte hareket ettiğini ortaya koymaktadır. HJ yapısal kırılmaları dikkate alan uzun
dönem katsayı tahmin sonuçları ise I. rejim döneminde BİST 100 ile DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40, ve
S&P 500 borsa endeksleri arasında uzun dönemde pozitif ve istatistiksel olarak anlamlı ilişkilerin mevcut
olduğunu ortaya koymaktadır. Yine HJ uzun dönem katsayı tahmin sonuçlarına göre II. rejim dönemi olan
birinci kırılma tarihlerinden sonra BİST 100 ile DAX 30, FTSE 100, IMOEX, CAC 40, ve S&P 500 borsa
endeksleri arasında pozitif ve istatistiki olarak anlamlı olan ilişki daha da güçlenmiştir. Analizlerden elde
edilen bu bulguya göre birinci rejim kayması öncesi ve birinci rejim kayması sonrasında borsa endekslerindeki
bir artışın BİST 100’ü pozitif yönde etkilediğini ve endekslerle benzer hareketleri sergilediğini söylemek
mümkündür. İkinci rejim kayması sonrası BİST 100 ile IMOEX borsa endeksi arasındaki pozitif yönlü ilişki
varlığını korurken diğer dört borsa endeksi (DAX 30, FTSE 100, CAC 40, ve S&P 500) arasındaki ilişki negatif
yönlü olmuştur. Birinci kırılma zamanı 2002 yılının sonu ve 2003 yılının başıdır. İkinci kırılma zamanı ise 2005
yılının sonu ve 2006 yılının ortasıdır. Söz konusu bu kırılma tarihlerinden 2002 ve 2003 yılı, krizden sonraki
dönemde Türkiye ekonomisinin toparlanma sürecine ve güçlü ekonomiye geçiş programını işaret etmektedir.
2005 ve 2006 yılları ise Türkiye ekonomisi için hızlı büyüme dönemine işaret etmektedir.
Sonuçlar toplu olarak değerlendirildiğinde, BİST 100 endeksinin FTMIB ve IBEX 35 hariç diğer ülke borsaları
ile uzun dönemli bir ilişkiye sahip olduğu ve birlikte hareket ettiği olgusuna ulaşılmaktadır. Bu ilişki IMOEX
için bütün dönem boyunca pozitif iken, diğer dört borsa (DAX 30, FTSE 100, CAC 40, S&P 500) için II. kırılma
tarihinden itibaren negatife dönmektedir. Kırılma tarihleri finansal krizleri veya kriz
öncesindeki/sonrasındaki darboğazları işaret etmekte, ilgili dönemlerde genel dengedeki değişimler ise
kuvvetle muhtemeldir. Modern portföy teorisi çerçevesinden bakıldığında, yatırım portföyünde risk azaltma
konusunda BİST 100, FTMIB ve IBEX 35 birbirine ikame konumdadır ve BİST 100 endeksine portföyünde yer
veren yatırımcının riskini yönetme konusunda FTMIB veya IBEX 35 endeksini tercih edebileceği söylenebilir.
Elde edilen bulgular mevcut literatür ile kıyaslandığında, Türkiye ile İspanya ve İtalya borsaları arasında
eşbütünleşme ilişkisinin olmadığı ve Türkiye ile Almanya ve Rusya borsaları arasında eşbütünleşme ilişkisi
olduğu tespitleri genel sonuçlarla uyum sergilemektedir. Ancak, literatürde Türkiye ile ABD, Fransa ve
İngiltere borsaları arasında eşbütünleşme ilişkisinin olmadığına yönelik tespitler ağırlıktadır. Bu açıdan
bakıldığında yapılan çalışmanın sonuçları literatürün çoğunluğundan farklı bir olgu ortaya koymaktadır.
Dolayısıyla, çalışma mevcut literatürün hâkim görüşler ile İspanya, İtalya, Almanya ve Rusya açısından
benzer, ABD, Fransa ve İngiltere açısından farklı sonuçlar ortaya koymaktadır.

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3061
Çalışmaya konu edilen ülkelerin birbirleri ile olan ilişkisi analizi ve ilgili ülkelerin sayısındaki artış daha geniş
kapsamlı ve analitik sonuçların elde edilmesini sağlayacaktır. Bu koşullar ise daha gelişmiş analiz yöntemleri,
borsa yönetimlerindeki şeffaflık ve veri senkronizasyonu gibi faktörler neticesinde sağlanabilmektedir.
Bununla birlikte, gözlem frekanslarının sıklığı ve veri seti döneminin çeşitli varyasyonları ile farklı açılardan
yapılacak yorumlar sonuçların güvenilirliğini destekleyecektir. Bu durum ise, farklı çalışmaların konusu
olmaya adaydır.
Kaynakça
Bozoklu, Ş., ve Saydam, İ. (2010). BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun
Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi. Maliye Dergisi(159), 416-431.
Boztosun, D., ve Çelik, T. (2011). Türkiye Borsasının Avrupa Borsaları ile Eşbütünleşme Analizi. Süleyman
Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 16(1), 147-162.
Çıtak, L., ve Gözbaşı, O. (2007). İMKB ile Önde Gelen Gelişmiş ve Gelişmekte Olan Ülke Borsaları Arasındaki
Bütünleşmenin Temel Endeks ve Ana Sektör Endeksleri Temelinde Analizi. Dokuz Eylül Üniversitesi
İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 22(2), 249-271.
Dickey, David. A and Fuller, W. A. (1979). Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with
a Unit Root, Journal of the American Statistical Association, 74(366), 427–431.
Dickey, D., ve Fuller, W. (1981). Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root.
Econometrica, 49(4), 1057-1072.
Engle, R. F. anda Granger, C. W. J. (1987). Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation,
and Testing, Applied Econometrics, 39(3), 107–135. doi:10.2307/1913236
Gregory, A., ve Hansen, B. (1996). Residual-Based Tests for Cointegration in Models with Regime Shifts.
Journal of Econometrics, 70(1), 99-126.
Hatemi-J, A. (2008). Tests for cointegration with two unknown regime shifts with an application to financial
market integration. Empirical Economics, 35(3), 497–505. doi:10.1007/s00181-007-0175-9
Johansen, S. (1988). Statistical Analysis of Cointegrating Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control,
12(2–3), 231–254.
Johansen, S. and Juselius, K. (1990). Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration — With
Applications To the Demand for Money, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52(2), 169–210.
Kaya, T. (2016). 2008 Küresel Ekonomik Kriz Sonrası BIST ve Dünya Borsaları İlişkisi: Kriz İlişkileri Etkiledi
mi?. Finans Politik & Ekonomik Yorumlar, 53(618), 9-30.
Kocabıyık, T., ve Kalaycı, Ş. (2014). Borsalar Arasında Etkileşim: G-8 Ülkeleri ve Türkiye Üzerine Ampirik Bir
Araştırma. Finans Politik & Ekonomik Yorumlar, 51(594), 37-56.
Korkmaz, T., Zaman, S., ve Çevik, E. (2008). Türkiye'nin Avrupa Birliği ve Yüksek Dış Ticaret Hacmine Sahip
Ülke Borsaları ile Entegrasyon İlişkisi. ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, 4(8), 19-44.
Korkmaz, T., Zaman, S., ve Çevik, E. (2009). İMKB ile Uluslararası Hisse Senedi Piyasaları Arasındaki
Entegrasyon İlişkisinin Yapısal Kırılma Testleri İle Analizi. Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi(17), 40-71.
Lee, J. and Strazicich, M. C. (2003). Minimum Lagrange Multiplier Unit Root Test with Two Structural Breaks.
The Review of Economics and Statistics, 85(4), 1082–1089.
Mandacı, P., ve Taşkın, D. (2005). AB'ye Uyum Sürecinde İMKB'nin AB Piyasaları ile Karşılaştırılması.
Muhasebe ve Finansman Dergisi(26), 127-137.
Onay, C. (2006). A Co-integration Analysis Approach to European Union Integration: The Case of Acceding
and Candidate Countries. European Integration Online Papers, 1-11. http://eiop.or.at/eiop/pdf/2006-
007.pdf adresinden alındı

Y. İltaş – F. Güzel 11/4 (2019) 3051-3062
İşletme Araştırmaları Dergisi Journal of Business Research-Turk
3062
Özşahin, Ş. (2017). Yükselen Piyasa Ekonomilerinde Menkul Kıymetler Borsalarının Entegrasyonu: Türkiye
ve BRICS Ülkeleri Üzerine Çoklu Yapısal Kırılmalı Eş-bütünleşme Analizi. Yönetim ve Ekonomi: Celal
Bayar Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 24(2), 601-619.
Öztürk, H. (2018). BIST 30 Endeksi ile MSCI Gelişmekte Olan Piyasalar Endeksinin Küresel Kriz Öncesi ve
Sonrası Eşbütünleşme Analizi. Business and Economics Research Review Journal, 9(1), 109-121.
Phillips, P.C.B. and P. Perron (1988), “Testing for a Unit Root in Time Series Regression”, Biometrika, 75(2),
335-346.
Polat, M. ve Gemici, E. (2017). Analysis of the Relationship Between BİST And BRICS Stock Markets in Terms
of Portfolio Diversification: Cointegration Analysis With ARDL Boundary Test. Journal of Economics,
Finance and Accounting, 4(4), 393-403.
Schmidt, P., & Phillips, P. (1992). LM Tests For a Unit Root in the Presence of Deterministic Trends. Oxford
Bulletin of Economics and Statistics, 54(3), 257-287.
Sevüktekin, M., ve Nargeleçekenler, M. (2008). Türkiye ve Amerika'daki Hisse Senedi Piyasaları Arasındaki
Dinamik İlişkinin Belirlenmesi. Finans Politik & Ekonomik Yorumlar, 45(520), 15-22.
TÜİK. (2019). Dış Ticaret İstatistikleri. Ağustos 18, 2019 tarihinde Türkiye İstatistik Kurumu:
http://www.tuik.gov.tr/PreTablo.do?alt_id=1046 adresinden alındı
Vuran, B. (2010). IMKB 100 Endeksinin Uluslararası Hisse Senedi Endeksleri ile İlişkisinin Eşbütünleşim
Analizi ile Belirlenmesi. İstanbul Üniversitesi İşletme Fakültesi Dergisi, 39(1), 154-168.
Yağlı, İ. (2016). Uluslararası Portföy Çeşitlendirmesi Kapsamında ABD ile BRICS ve Türkiye Hisse Senedi
Piyasaları Arasındaki Eşbütünleşme İlişkisinin Analizi, Ekonomi, Politika & Finans Araştırmaları Dergisi,
1(1–2), 13–22.
Yılancı, V. (2009). Yapısal Kırılmalar Altında Türkiye İçin İşsizlik Histerisinin Sınanması. Doğuş Üniversitesi
Dergisi, 2(10), 324–335. doi:10.31671/dogus.2019.195
Yılancı, V., ve Öztürk, Z. (2010). Türkiye ile en Büyük Beş Ticaret Ortağının Hisse Senedi Piyasaları Arasındaki
Entegrasyon İlişksinin Analizi. Erciyes Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi(36), 261-279.