【正文】 效果不對稱。在因果關系檢驗表明，該變量的順序如下是：資本流動（ FORNFLP），股市指數（ STOCKP），以及實際匯率（ EXCCPI）。這是值得指出的是在自 1989 年起實施的開放外匯政策下，導致外國投資者盡可能按自己的意愿自由購買和出售在伊斯坦布爾股票市場。這是相當高。實際外匯匯率、股價指數、和國際債務變量使用，以涉及到理論。 平穩(wěn)性和協整檢驗 對所有變量的平穩(wěn)性進行測試。對單位根的假設不能被拒絕的兩個變量。請注意， FORNFLP 是債務（ DDEBT）第一個區(qū)別。 長期來看從宏觀經濟理論推導出的關系是基于生產，消費，利率平價和外部平衡。該結果顯示協整檢驗的變量最多只有兩個。不穩(wěn)定的可能性已被確立 為了理論部分。一個股票的市場價格百分之 42 的資本流入增加也可以被觀測到。 導師評語： 簽字： 年 月 。股市的高估可能被解釋為一個即將到來的未來匯率危機征兆，與資本流動逆轉（即資金流出）。這里能通過協整檢驗來進行分析，看那些是一致的。作者報告 將 兩個協整變量共同納入正規(guī)的形式。特征值的變量是20以下滯后的（一個月）。 表 1 ADF 檢驗測試 參照值無趨勢的 1%、 5%和 10%的自信區(qū)間的值分別是 ， ，和 。但是，實際匯率（ EXCCPI）及實質股票市場收益與趨勢變量（ STOCKP）都沒有無論是全部和最終期限百分之信心。在整個期間（從 01/01/9011/26/99）和危機期間（從 11/26/9511/26/99）分別進行了調查。這個結構 VAR模型，讓它去克服了 VAR 模型的 識別問題估計。 VAR 結構方法 每日數據是采集自國際貨幣基金組織（ IMF）資料來自 1999 年 1 月 1 號到1999 年 11 月 26 號。自 1996 年以來，外國的投資速率已經增長十分迅速。理論宏觀模型包括這一重要指標的動態(tài)。 實證研究使用實際匯率，實際股市動態(tài)變量指數和外資流入量。這個動態(tài)模型以下部分現在是完全和以分析為依據的。外國投資者擁有國內股市股票的比例越大，國內經濟越具有脆弱性。它是市場約束的股票 組合，以下是 Obstfeld 和 Rogoff（ 1995）和凈國際債務（ Gazioglu 和麥考斯蘭， 2020， 2020， 200）。國際收支平衡的約束是： H=∏ T+H(1+234。第五節(jié)是總結。 本文堅持的觀點是，國內股票市場股價未來的價格 波動的可能性大小是密切與外資持股比例相關的。其結果是越來越多國際債務和國民財富可能在一夜之間減少一半，如 2020 年發(fā)生在土耳其的危機。其他危機理論 危機包括外部事件沖擊 [克魯格曼等人 .， 1979]，內部變量的假設 [Obstfelt， 1995]。相對來說處于高位股票市場價格可能會暗示著一個迫近的金融危機。即一個意外的資本流出肯定會導致匯率的波動，國際收支問題，以及國際債務危機。一個實證調查顯示，在伊斯坦布爾證券交易所（ ISE）的外國人擁有股份的百分比自 1995 年以來不斷上升，目前約占總數的百分之五十。s contribution is to add a full macromodel behind the econometric analysis. Stationarity and Cointegration Tests The stationarity of all variables is tested. The data was divided into subperiods using Romers’ Narrative VAR Approach. The whole period (from 01/01/90 11/26/99) and the crisis period (from 11/26/95 11/26/99) were investigated separately. The Augmented Dickey Fuller (ADF) tests with and without a linear trend for the data in levels and first differences are reported in Table 1. The hypothesis of unit root cannot be rejected for two of the variables. Both real exchange rate (EXCCP) and stock market values (STOCKP) are rejected to be I(0) without the trend. However, real exchange rates (EXCCPI) and real stock market returns (STOCKP) with the trend variables have no unit roots within the 5 percent confidence for both the entire and the final periods. For foreign capital flows (FORNFLP), the null hypotheses having a unit root for even a i percent confidence interval is rejected. Note that FORNFLP is the first difference of debt (DDEBT). One needs to take the first difference of (EXCCPI) and (STOCKP) in order to make all data series stationary. TABLE 1 Augmented DickeyFuller (ADF) Test Critical values (no trend) for 1 percent, 5 percent and 10 percent are , , respectively. Critical values with trend for 1 percent (***), 5 percent (**), and 10 percent (*) are , , and respectively. The longterm relationships derived from macroeconomic theory are based on production, consumption, interest parity and external balances. The Johanson estimation was used with the assumption of quadratic deterministic trends in the data. Eigen values of the variables are the following with 20 lags 4 (one month). Tables 1 and 2 report on Eigen value tests for sample periods (one from 01/01/90 11/26/1999 and another