【正文】 導(dǎo)師評(píng)語(yǔ)： 簽字： 年 月 。股市的高估可能被解釋為一個(gè)即將到來(lái)的未來(lái)匯率危機(jī)征兆，與資本流動(dòng)逆轉(zhuǎn)（即資金流出）。一個(gè)股票的市場(chǎng)價(jià)格百分之 42 的資本流入增加也可以被觀測(cè)到。這里能通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行分析，看那些是一致的。不穩(wěn)定的可能性已被確立 為了理論部分。作者報(bào)告 將 兩個(gè)協(xié)整變量共同納入正規(guī)的形式。該結(jié)果顯示協(xié)整檢驗(yàn)的變量最多只有兩個(gè)。特征值的變量是20以下滯后的（一個(gè)月）。 長(zhǎng)期來(lái)看從宏觀經(jīng)濟(jì)理論推導(dǎo)出的關(guān)系是基于生產(chǎn)，消費(fèi)，利率平價(jià)和外部平衡。 表 1 ADF 檢驗(yàn)測(cè)試 參照值無(wú)趨勢(shì)的 1%、 5%和 10%的自信區(qū)間的值分別是 ， ，和 。請(qǐng)注意， FORNFLP 是債務(wù)（ DDEBT）第一個(gè)區(qū)別。但是，實(shí)際匯率（ EXCCPI）及實(shí)質(zhì)股票市場(chǎng)收益與趨勢(shì)變量（ STOCKP）都沒有無(wú)論是全部和最終期限百分之信心。對(duì)單位根的假設(shè)不能被拒絕的兩個(gè)變量。在整個(gè)期間（從 01/01/9011/26/99）和危機(jī)期間（從 11/26/9511/26/99）分別進(jìn)行了調(diào)查。 平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn) 對(duì)所有變量的平穩(wěn)性進(jìn)行測(cè)試。這個(gè)結(jié)構(gòu) VAR模型，讓它去克服了 VAR 模型的 識(shí)別問題估計(jì)。實(shí)際外匯匯率、股價(jià)指數(shù)、和國(guó)際債務(wù)變量使用，以涉及到理論。 VAR 結(jié)構(gòu)方法 每日數(shù)據(jù)是采集自國(guó)際貨幣基金組織（ IMF）資料來(lái)自 1999 年 1 月 1 號(hào)到1999 年 11 月 26 號(hào)。這是相當(dāng)高。自 1996 年以來(lái)，外國(guó)的投資速率已經(jīng)增長(zhǎng)十分迅速。這是值得指出的是在自 1989 年起實(shí)施的開放外匯政策下，導(dǎo)致外國(guó)投資者盡可能按自己的意愿自由購(gòu)買和出售在伊斯坦布爾股票市場(chǎng)。理論宏觀模型包括這一重要指標(biāo)的動(dòng)態(tài)。在因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，該變量的順序如下是：資本流動(dòng)（ FORNFLP），股市指數(shù)（ STOCKP），以及實(shí)際匯率（ EXCCPI）。 實(shí)證研究使用實(shí)際匯率，實(shí)際股市動(dòng)態(tài)變量指數(shù)和外資流入量。Gaziogln 和麥考斯蘭（ 2020； 2020； 2020）表明，在外國(guó)擁有高比例的股票所有權(quán)在資本流入和流出時(shí)對(duì)匯率和國(guó)際債務(wù)的效果不對(duì)稱。這個(gè)動(dòng)態(tài)模型以下部分現(xiàn)在是完全和以分析為依據(jù)的。其他新興金融市場(chǎng)相似的同樣因此而脆弱，同樣得，在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的所有權(quán)外國(guó)的持股比例。外國(guó)投資者擁有國(guó)內(nèi)股市股票的比例越大，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)越具有脆弱性?，F(xiàn)在看來(lái)，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)對(duì)的外國(guó)投資在股市上的水平是非常敏感的。它是市場(chǎng)約束的股票 組合，以下是 Obstfeld 和 Rogoff（ 1995）和凈國(guó)際債務(wù)（ Gazioglu 和麥考斯蘭， 2020， 2020， 200）。/e)(1+Rf)，就是任何從持有外國(guó)短期貨幣的資本增益（被 Gazioglu 1996 發(fā)現(xiàn)的一個(gè)具有代表性的簡(jiǎn)單案例），外部的平衡都要通過(guò)國(guó)內(nèi)的平衡來(lái)解決。國(guó)際收支平衡的約束是： H=∏ T+H(1+234。 Ramsey， 1928）。第五節(jié)是總結(jié)。第三部分是介紹將伊斯坦布爾證券交易所外資股所有權(quán)占得比例。 本文堅(jiān)持的觀點(diǎn)是，國(guó)內(nèi)股票市場(chǎng)股價(jià)未來(lái)的價(jià)格 波動(dòng)的可能性大小是密切與外資持股比例相關(guān)的。近期Borensztein （ 2020） 和 Lane MilesiFerretti （ 2020）通過(guò)國(guó)際貨幣基金組織文件強(qiáng)調(diào)其實(shí)際中的匯率和債務(wù)相聯(lián)系理論的重要性。其結(jié)果是越來(lái)越多國(guó)際債務(wù)和國(guó)民財(cái)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(jī)?？唆敻衤黐1996]， Kaminsky[1998]，和 Kaminsky 與 Schumukler[1999]被稱為影響到所有國(guó)家的共同因素。其他危機(jī)理論 危機(jī)包括外部事件沖擊 [克魯格曼等人 .， 1979]，內(nèi)部變量的假設(shè) [Obstfelt， 1995]。 在金融危機(jī)的地區(qū)人們已經(jīng)做了許多工研究，包括約翰遜等人。相對(duì)來(lái)說(shuō)處于高位股票市場(chǎng)價(jià)格可能會(huì)暗示著一個(gè)迫近的金融危機(jī)。不過(guò)，短期逗留的資本意味著資本可能會(huì)突然外流導(dǎo)致造成金融危機(jī)，國(guó)際債務(wù)危機(jī)的結(jié)果。即一個(gè)意外的資本流出肯定會(huì)導(dǎo)致匯率的波動(dòng)，國(guó)際收支問題，以及國(guó)際債務(wù)危機(jī)。這意味著，股票市場(chǎng)的股價(jià)指數(shù)是另一個(gè)迫使金融危機(jī)發(fā)生的強(qiáng)勁指標(biāo)。一個(gè)實(shí)證調(diào)查顯示，在伊斯坦布爾證券交易所（ ISE）的外國(guó)人擁有股份的百分比自 1995 年以來(lái)不斷上升，目前約占總數(shù)的百分之五十。本文將在宏觀經(jīng)濟(jì)模型的基礎(chǔ)上探討在土耳其各項(xiàng)金融危機(jī)時(shí)的指標(biāo)。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 percen