Faruk URAK 1, Gürkan BOZMA 2, Abdulbaki BİLGİÇ 3
|
|
- Duygu Yavuz
- 5 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 KSU J. Agric Na 1(4): , 018 Türkiye de Buğday, Arpa, Benzin Reel Fiyalarının ve Döviz Kurunun Koşullu Varyanslarındaki Oynaklığın VAR(1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) Modeli ile Tahmin Edilmesi Faruk URAK 1, Gürkan BOZMA, Abdulbaki BİLGİÇ 3 1 TRT, Erzurum ve Aaürk Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Erzurum, Aaürk Üniversies İkisadi İdari Bilimler Faküles İkisa Bölümü, 3 Aaürk Üniversies Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü : abilgic@aauni.edu.r, ÖZET Bu çalışmada, Türkiye de buğday, arpa, fiyaları ve reel döviz kurunun geirileri arasında nasıl bir oynaklık ve geçişkenlik meydana geirdiğini ve geçişkenliğin simerik olup olmadığını 005:M5-016:M8 döneminde günlük veri seiyle VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modeli kullanılarak elde edilmesi amaçlanmışır. Yapılan VAR (1) BEKK GARCH (1, 1) modeli analiz sonuçlarına göre buğday, arpa, ve reel döviz kuru geirilerinin koşullu varyansları kısa dönemde doğrudan ve dolaylı şoklardan isaisiki olarak anlamlı bir şekilde ekilenmediğ faka geiri serilerinin koşullu varyansları doğrudan ve dolaylı olarak diğer geiri serilerinin uzun dönem belirsizliğinden ekilenmişir. Çalışmada ayrıca ürün piyasalarında belirsizlik geçişkenliklerinde asimerik ekilerin mevcu olmadığı sonucuna varılmışır. İlaveen, buğday ve arpanın piyasasına karşı koruma oranları ile porföy ağırlıkları oraya konulmuşur. DOI : /ksudobil Makale Tarihçesi Geliş : Kabul : Anahar Kelimeler Tarımsal Ürün Fiyaları, Benzin Fiyaı, Koşullu Varyans, VAR(1)-BEKK GARCH Araşırma Makalesi Esimaing Volailiy Transmission in Real Prices of Whea, Barley, Gasoline, and Exchange Rae in Turkey Using VAR (1) Asymmeric BEKK GARCH (1, 1) Model ABSTRACT In his sudy, i was examined how he volailiy and volailiy ransmission beween whea, barley, gasoline prices and real exchange rae were relaed, wheher he volailiy pass-hrough was symmeric or no using VAR (1) Asymmeric BEKK GARCH (1, 1) for he period of 005:M5-016:M8 in Turkey. The resuls obained from he VAR (1) Asymmeric BEKK GARCH (1, 1) model show ha he condiional variances of whea, barley, gasoline and real exchange rae reurns were no saisically affeced by he direc or indirec shocks in he shor erm, however, hey were direcly and indirecly affeced by he long-run volailiies of boh own and oher cross-markes. The sudy also concluded ha here are no asymmeric effecs for volailiy ransmission. In he sudy, boh he hedging raios and porfolio weighs of whea and barley agains gasoline marke were deermined. Aricle Hisory Received : Acceped : Keywords Agriculural Commodiy Price, Gasoline Price, Condiional Volailiy, VAR (1) BEKK GARCH Research Aricle To Cie : Urak F, Bozma G, Bilgic A 018. Türkiye de Buğday, Arpa, Benzin Reel Fiyalarının ve Döviz Kurunun Koşullu Varyanslarındaki Oynaklığın VAR(1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) Modeli ile Tahmin Edilmesi. KSU J. Agric Na 1(4): , DOI : /ksudobil GİRİŞ Tarımsal ürünler; insanların beslenmesinde, dünyadaki milyonlarca üreicinin geçimini sağlamasında ve çok sayıdaki sanayi kuruluşunun ham maddesini emin emesinde oldukça önemli bir unsur olup, bugünkü değerini korumakadır. Son yıllarda arımsal ürün ve perol fiyalarında dalgalanmalar ve yüksek oranlı arışlar gözlemlenmişir. Tarımsal ürün fiyalarındaki arışların en önemli nedenlerinden bir bu ürünlerin üreim maliyelerinde büyük bir paya sahip olan ham perolün fiyaındaki ve döviz kurundaki arışlar sıralanabilir. Tarımsal ürün fiyalarıyla perol fiyalarındaki dalgalanmalar, üreiciler ve ükeiciler için belirsizlikler oluşurmakadır. Tarımsal ürün fiyalarındaki arışların nedenleri birbiriyle ilişkili olan çeşili fakörlerin bir sonucudur (Von Braun ve Torero, 009). Bu nedenle, arım ürünlerinin
2 fiyalarında arışına neden olan fakörler oradan kalkmadığı sürece uzun vadede arım ürünleri fiyalarındaki arışın önüne geçilemez. Perol fiyalarındaki dalgalanmalar çeşili alanlarda ekisini gösermekedir. Perol fiyalarındaki dalgalanmaların en önemli yansıması arımsal ürün fiyaları üzerinde olmakadır. Abbo ve ark. (008) e göre perol fiyalarındaki bir arış döviz kurunu yükselerek yerel para biriminin değer kaybemesi sonucunda gıda fiyalarının yükselmesine yol açmakadır. Gıda fiyalarının giderek arması ve bu arışın süreklilik kazanması sonucunda, nüfuslarını konrol edebilen gelişmiş ülkelerin gıdaya ulaşabilirliğinin fazla ekilenmeyeceğ asıl ehdidin dünya nüfusunun yaklaşık yüzde 85 ini oluşuran gelişmeke olan ve az gelişmiş ülkelere yönelik olabileceği düşünülmekedir. Buğdayın gıda olarak ükeilmesi gerekirken eanol üreiminde ham madde olarak kullanılması gıda fiyalarında arışa neden olmuşur (Dong ve ark., 008). Perol fiyalarıyla arımsal ürün fiyaları arasında iki yönlü ekileşim söz konusudur. Bunlardan ilk perol fiyalarındaki arışın arımsal ürünlerin üreim maliyeini arırmasının yanı sıra, biyoyakı alebini arırarak biyoyakı hammaddesi olan arımsal ürünlere olan alebi de arırmakadır. Tarımsal ürün fiyaları ile perol fiyaları arasındaki bu denli ilişkinin, biyoyakı üreimine olan alebin armasına bağlı olduğu ve aran bu alebin de arım ürünleri fiyalarında dalgalanmalara sebep olduğu lieraürde vurgulanmışır (Headey ve Fan, 008; Michell, 008; Rosegran ve ark., 008; Zhang ve ark., 010 ve Gilber, 010). Dünyada 007 de oplam biyo-eanol üreimi milyon lire iken 015 yılında yaklaşık %96 ararak 9706 milyon lireye ulaşmışır (Renewable Fuels Associaion, 017). Eanolün kullanımındaki bu hızlı ve sürekli arışın arımsal piyasalar üzerindeki poansiyel ekisi son yıllarda daha da belirginleşmişir (Rajagopal ve Zilberman, 007). Diğer arafan perol fiyalarının arımsal ürünlerin girdi maliyei üzerindeki ekisi arımsal gıda alebinin büyüklüğü ile doğru oranılıdır (Gilber, 010). Başka bir değişle, arım ürünlerine karşı alep düzeyi arıkça arımda kullanılan perol ve perol ürevli ürünlerinin alebi de armaka, bu da yüksek girdi maliyelerine ve arım ürünleri fiyalarının yükselmesine sebep olmakadır. ABD de yapılan bir araşırmada mısır, perol ve fiyaları arasında uzun vadede bu fiyaların birbirlerini ekilediği vurgulanırken (Serra ve ark., 011), gıda fiyaları perol fiyalarındaki dalgalanmalardan önemli derecede ekilendiği oraya konulmuşur (Baffes, 007). Benzer şekilde Du ve ark. (011) arafından yapılan araşırmada ham perol, mısır ve buğday piyasaları arasında belirsizlik geçişkenliklerinin (oynaklık ekileşimi) olduğu espi edilmişir. İkinci ekileşim ise nüfus arışının (uris arışı da eklenebilir) ve bazı ülkelerde (Hindisan ve Çin) çok bariz bir şekilde aran gelir düzeyinin, gıda alebini eikleyerek arım ürünleri fiyalarının yükselmesine sebep olmakadır (Gilber, 010). Bu durumda gıda ürünlerinin üreiminden ükeimine kadar daha fazla perol ve perol ürev ürünlerine ihiyaç duyulacağından akaryakı fiyalarının yükselmesine de sebep olmakadır. Diğer arafan, perol fiyalarıyla arımsal ürün fiyalarının döviz kuru aracılığıyla birbirlerini dolaylı olarak ekilemesi de söz konusudur. Dünya perol icarei ABD doları ile yapıldığından dolayı perol fiyaındaki değişimlerin üm ülkelerin para birimleri üzerinde doğrudan ekisi vardır. Ülkelerin para birimlerinin değerindeki değişimeler arımsal ürün girdilerinde dışa bağımlı ülkelerde hem yüksek maliyein oluşmasına ve hem de arımsal ürünlerin ihalaı ve ihracaı ve dolayısıyla arımsal ürünlerin fiyaları üzerinde ekilidir. Bu bağlamda, perol fiyalarındaki dalgalanmalar döviz aracılığıyla emel gıda fiyaları üzerinde ekili olmakadır (Chen ve ark., 010). Örneğin, kısa dönemde Türk lirasındaki değer kaybı buğday fiyaını önemli derecede ekilemişir (Nazlioglu ve Soyas, 011) döneminde perol fiyaları, 4 arımsal ürün fiyaları ve döviz kuru arasındaki ilişkiyi Panel Eşbüünleşme ve Granger Nedensellik yönemlerini kullanılarak yapılan çalışmanın sonucuna göre; perol fiyalarının arımsal emia fiyalarını önemli derecede ekilediği vurgulanmışır (Nazlioglu ve Soyas, 01). Aynı çalışmada doların değer kaybemesinin arımsal ürün fiyaları üzerinde poziif yönlü eki yapığı ifade edilmişir. Baffes (007) perol fiyalarındaki değişimin gıda fiyaları üzerinde güçlü bir ekiye sahip olduğu ancak perol fiyalarının gıda fiyaları üzerindeki ekisini görmek için arımsal ürün fiyalarının ayrı ayrı analiz edilmesi gerekiğini vurgulanmışır. Nazlioglu ve Soyas (011) arımsal ürün fiyaları üzerindeki perol fiyalarının ekisini döviz kurlarını dikkae alarak Türkiye için yapmış olduğu çalışmanın sonuçlarına göre kısa ve uzun dönemde buğday hariç arımsal ürün fiyalarının döviz kurunda ve perol fiyalarında meydana gelen değişimlere yanı vermediği espi edilmişir. Benzer şekilde Nazlioglu ve ark. (013) çalışmalarında 1986:01 ve 011:03 dönemindeki verileri 1986:01-005:1 (kriz öncesi dönem) ve 006:01-011:03 (kriz sonrası dönem) olmak üzere iki döneme ayırarak perol fiyaları ile seçilmiş arımsal ürün piyasaları (buğday, mısır, soya fasulyesi ve şeker) arasındaki ekileşimi araşırmışlardır. Çalışmanın sonuçlarına göre kriz sonrasında perol piyasasındaki riskin mısır, buğday ve soya fasulyesindeki piyasalara yansıdığı espi edilmişir. Ayrıca her iki dönemde de buğday piyasasından perol piyasasına dalgalanma olduğu ifade edilmişir. Diğer yandan şeker piyasasının perol piyasasındaki risklere 566
3 karşı epkisiz olduğu görülmüşür. Harri ve ark. (009), Chang ve Su (010) ve Serra ve ark. (011) arafından elde edilen sonuçlar son yıllarda enerji ve arım piyasaları arasındaki karşılıklı bağımlılığın arığı espi edilmişir. Algan ve ark. (016) çalışmalarında enerji fiyaları ile dünya gıda fiyaları arasında kısa ve uzun dönemli ilişkinin olup olmadığını eşbüünleşme analizi ile araşırmışlardır. Çalışmanın sonuçlarına göre enerji fiyaları ile dünya gıda fiyaları arasında uzun dönemli bir ilişkinin var olduğu espi edilmiş ve sonuçlar lieraürdeki bulgularla örüşüğü oraya konulmuşur. Ayrıca çalışmada enerji fiyalarının yakı ve gübre fiyaları yoluyla doğrudan, biyoyakı ekisiyle de dolaylı olarak gıda fiyalarını ekilediği ifade edilmişir. Serra (011) çalışmasında hafalık uluslararası ham perol, eanol ve şeker fiyalarının 000:07 ve 009:11 dönemleri arasında Brezilya eanol piyasasındaki oynaklığın yayılmasını araşırmışır. Çalışmanın sonuçları eanol ve ham perolün yanı sıra eanol ve şeker fiya düzeylerinin uzun vadede bir denge pariesi ile bağlanılı olduğunu gösermişir. Hem ham perol hem de şeker fiyalarındaki bir arışın eanol fiyalarını arırdığı ifade edilmişir. Ayrıca çalışmada eanol piyasasının uzun vadede şeker fiya düzeylerini ekilemediği sonucuna ulaşmışır. Diğer arafan Wu ve Li (013) çalışmalarında ek değişkenli EGARCH ile BEKK-MVGARCH modellerini kullanarak Çin de ham perol, mısır ve eanol piyasalarındaki karşılıklı bağımlılık ve dalgalanmaların yayılma seviyesini incelemek amacıyla 003:09 ve 01:08 arihleri arasındaki hafalık uluslararası ham perol, mısır ve eanol fiyalarını kullanmışlardır. Büyük bir dalgalanmayı her zaman büyük dalgalanmaların ve küçük dalgalanmaları ise daima küçük dalgalanmaların akip eiğini bunun ise bu üç piyasadaki dalgalanmalarının bir mikar öngörülebilir olduğunu ifade emişlerdir. Asimerik eki esleri poziif bir şokun ham perol piyasasında negaif bir şokan daha fazla oynaklığı arırdığını faka mısır piyasasında ise negaif bir şokun poziif bir şokan daha fazla oynaklığı arırdığı espi edilmişir. Ham perol piyasasından mısır ve eanol piyasasına ek yönlü yayılımlar olduğu ancak mısır piyasası ile eanol piyasası arasında çif yönlü yayılmalar olduğu gözlemlenmişir. Benzer şekilde Gardebroek ve Hernandez (013) çalışmalarında MVGARCH, T- BEKK ve DCC modellerini kullanarak ABD de ham perol, mısır ve eanol piyasalarındaki karşılıklı bağımlılık ve oynaklık ileim düzeyini incelemek amacıyla 1997:09 ve 011:10 arihleri arasındaki hafalık uluslararası ham perol, mısır ve eanol fiyalarını kullanmışlardır. Araşırmanın sonuçlarına göre perol veya eanol ile mısır piyasaları arasında herhangi bir dalgalanmanın olmadığı ancak mısır fiyalarındaki oynaklığın yaraığı şok eanol fiyalarındaki oynaklığın kısa sürede şoklanmasına yol açığı espi edilmişir. Diğer arafan enerji piyasası ile arım ürünleri piyasaları arasında bir ilişkinin olmadığını ileri süren çalışmalar da mevcuur. Örneğin Kalalioglu ve Soyas (009) dünya perol fiyalarının, dünya arımsal ürün fiyaları üzerinde önemli bir ekiye sahip olmadığını ifade emişlerdir. Benzer şekilde Zhang ve Reed (008) dönemi için Çin'de perol fiyalarının mısır ve soya fasulyesi fiyaları üzerindeki ekisini incelemek amacıyla yapılan çalışmanın sonuçlarına göre dünya perol fiyalarının seçilen arımsal ürün fiyalarındaki değişimler üzerinde herhangi bir ekisinin olmadığı sapanmışır. Campiche ve ark. (007) arafından yapılan çalışmada perol fiyalarıyla mısır, süpürge darısı, şeker, soya fasulyes soya fasulyesi yağı ve hurma yağı fiyaları arasında eş büünleşmenin olmadığı espi edilmişir. Bu çalışmanın amacı Türkiye de buğday ve arpa fiya geirilerindeki dalgalanmalarının hem kendi aralarında ve hem de fiya ve reel döviz kurunun geirileri arasında nasıl bir oynaklık ve geçişkenlik meydana geirdiği 005:M1-016:M8 döneminde günlük veri sei ve VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modeli kullanılarak analiz emekir. İki arım ürünün bu iki makro değişkenlerin varyanslarında meydana gelen belirsizliken nasıl ekilendiğini ve aynı zamanda bu yayılmanın nicel boyuu oraya konulmuşur. Benzer şekilde, arım ürünleri fiya geirilerinde meydana gelen belirsizliklerin fiya geirisi ile döviz kuru geirisinin belirsizliklerine nasıl yansıdığını da nicel olarak belirlenmişir. Bu çalışmanın lieraüre iki yönden kakı sağlayacağı düşünülmekedir. İlki; Türkiye de fiyaı ve reel döviz kuru kaynaklı buğday ve arpa fiyaında meydana gelen dalgalanmaları ele alan espi edilmiş bir çalışmanın olmamasıyla, lieraürdeki bu boşluk doldurulmuş olacakır. İkincisi; değişkenler için koruma oranları (hedging raios) hesaplanarak üreici ve ükeicinin geleceke oluşacak fiya dalgalanmalarından nasıl korunacağı üzerine poliika önerilerinin yapılmış olmasıdır. Bu çalışma giriş bölümü dâhil olmak üzere dör bölümden oluşmakadır. Çalışmanın ikinci bölümünde değişkenlere uygulanacak ampirik yönem ve veri seleri anıılmışır. Takip eden bölümde çalışmanın ampirik sonuçları rapor edilerek arışılmışır. Son bölümde ise çalışma özelenerek ve poliika önerileri yapılmışır. MATERYAL ve YÖNTEM Ekonomerik Yönem Bu çalışmada buğday ve arpa fiyaları, fiyaı ve reel döviz kuru için Engle ve Kroner (1995) arafından gelişirilen VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) yönemi kullanılmışır. Bu model iki denklemi bünyesinde barındırmaka olup, birinci denklemde oralama geiri denklemlerini içerirken, ikinci 567
4 denklem ise geiri varyanslarını içermekedir. Bu modelde kullanılan geirilerin oralama denkleminin genel göserimi eşilik (1) deki gibidir. (1a) Burada; j=buğday, arpa, ve döviz kuru piyasalarını ifade ederken, i AIC, BIC ver HQ krierleri arafından belirlenecek gecikme (lags) düzeyini ifade emekedir 1. Burada m=n=4 dür (dör ade ürün piyasasını gösermekedir). Geiri oralamalarındaki vekör ve paramere marislerinin genel açılımı eşilik (1b) deki gibidir: parameresin her bir geiri oynaklığının karekökünün şimdiki geiri üzerindeki ekisini beliren paramere marisini ve ε haa erimlerini gösermekedir. Bir ade geçikme uzunluğu göz önünde bulundurulduğunda VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelinin ikinci kısmını içeren varyans denkleminin cebirsel göserimi eşilik () deki gibidir: H CC BH B A A D D () Burada; H, C, A, B ve D 4x4 boyuunda marislerdir. C al köşegen marisi olup varyans denklemlerinin sabi kasayılarını içerirken, A ve B marisleri sırasıyla kısa dönem şokları ve uzun dönem volailieyi gösermekedir. D marisi ise asimerik ekiyi göseren paramereler olarak oraya çıkmakadır. Eşilik () nin maris yapısı eşilik (3) eki gibi göserilebilir: (1b) Eşilik (1b) de Rj, (Rbuğday,, Rarpa,, R,, Rdöviz kuru,), ürünlere ai geiri vekörünü bir dönem önceki geirilere ai paramere marisin h i değişkeninin oralama denklemindeki volailiesini (oynaklığı), her bir geiriye ai sabi erim i Eşilik (3) e verilen marisin koşullu varyanslarının analiik yapısı eşilik (4) eki gibidir: * a j3 3, 1 a j3a j44, 1 3, 1 a j44, 1 bj 1h11, 1 b j1b jh1, 1 b j1b j3h31, 1 b j1b j4h41, 1 bjh, 1 b jbj3h3, 1 b jbj4h4, 1 bj3h33, 1 b j3bj4h43, 1 bj4h44, 1 d j11, 1 d j1d j, 1 1, 1 d j1a j33, 1 1, 1 d j1d j44, 1 1, 1 d j, 1 d jd j33, 1, 1 d jd j44, 1, 1 d j33, 1 d j3d j44, 1 3, 1 d j44, 1 j 1,,3,4 h c a a a a a a a a a a a a jj, jj j1 1, 1 j1 j, 1 1, 1 j1 j3 3, 1 1, 1 j1 j4 4, 1 1, 1 j, 1 j j3 3, 1, 1 j j 4 4, 1, 1 (4) (3) Eşilik (4) buğday, arpa, ve reel döviz kuru piyasalarının kendi şokları ve volailiesi ile bunların çapraz ekileşimlerinden nasıl ekilendiğini oraya koymakadır. Ayrıca eşilik (4) e her bir ürün geirisindeki kısa dönem şoklarını, j kürün geirileri arasındaki çapraz kısa dönem şoklarını, hj, j ürün geirilerindeki belirsizliği (oynaklığı), hjk, ürün geirilerindeki çapraz belirsizliği (oynaklığı) ve j ürün geirilerindeki kısa dönem şokları negaif iken = 1 değilse = 0 olarak kullanılarak kısa dönem asimerik ekiyi gösermekedir. Hem koşullu oralama ve hem de varyans denklemlerine ai paramereler, en yüksek olabilirlik eknikleri kullanılarak ahmin edilmekedir. Ayrıca eşilik (4) doğrusal olmayan (nonlinear) yapıda olduğundan dolayı birim (marjinal) ekilerin ölçülmesi gerekmekedir. Çalışmada bu j marjinal ekilerin sandar sapmaları dela meou kullanılarak hesaplanmışır. Kroner ve Ng (1998) akip edilerek buğday ve arpa piyasasının piyasasına karşı opimal porföy ağırlığı aşağıdaki eşilik kullanılarak hesaplanmışır: h h w i buğday arpa (5), i h h h 0, eğer w 0 w w, eğer 0 w 1 1, eğer w 1 Eşilik (5) e i, (6) w buğday veya arpanın fiyalarıyla olan opimal porföy ağırlığını, in koşullu varyansını, i, h h buğday veya arpanın fiyaıyla olan koşullu kovaryansını, i h 1 AIC, BIC ver HQ krierleri modelde bir ade gecikme (lag) olduğunu gösermeke ve bundan sonraki model göserimleri bu gecikme değeri esas alınarak kurgulanacakır. 568
5 buğday veya arpanın koşullu varyansını ifade emekedir. Diğer arafan, Kroner and Sulan (1993) akip edilerek koruma oranları (hedging raios) aşağıdaki eşilik ile hesaplanmışır: h h Eşilik (7) de, i=buğday, arpa i, (7) buğday veya arpanın, uzun dönemde 1 lik fiyaı pozisyonu karşısında kısa dönemde pozisyonu ifade emekedir. Veri Sei Buğday ve arpa fiyaları Türkiye Odalar ve Borsalar Birliği veri abanından elde edilmişir. Akaryakı fiyaları olarak ham perol fiyaları kullanılmamışır; çünkü Türkiye de akaryakı fiyalarından alınan yüksek verginin buğday ve arpanın fiyalarında oynaklığa neden olabileceği düşünülmekedir. Akaryakı fiyaının gösergesi olarak pompa fiyaı kullanılmış ve veriler Enerji Piyasası Düzenleme Kurumunun (EPDK) veri abanından sağlanmışır. Diğer arafan, ülke içinde buğday ve arpa arzının yeerli olmaması buğday ve arpa ihalaını arırmakadır. Bundan dolayı reel döviz kuru buğday ve arpa fiyalarında dalgalanmayı ekileyebilmekedir. Reel döviz kuru serisi ise Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden (TCMB EVDS) sağlanmışır. Seriler arasındaki oynaklığın incelenmesi için 005:01-016:08 dönemindeki günlük veriler kullanılmışır. İncelenen dönemde oplamda 85 gözlem bulunmaka ve serilerin geirileri Pj, R 100*ln( ) kullanılarak j, Pj, 1 hesaplanmışır. Burada Pj, ilgili piyasanın şimdiki reel fiyaını (veya döviz kuru için efekif kapanış değerini) göserirken, Pj,-1 Pj, nin bir dönem önceki değerini ifade emekedir. Ampirik Bulgular Çalışmada serilerin reele çevrilmesinin ardından, analizler geiri serileri elde edilerek yapılmışır. Geiri serilerinin zamana karşı gösermiş olduğu oynaklık Şekil 1 de verilmişir. Çizelge 1 de fiya ve geiri serilerine ai korelasyon ve ookorelasyon ilişkileri dâhil bazı anımlayıcı isaisikler verilmişir. Çizelge 1 e göre arpa fiyaı buğday fiyaına göre daha yüksek geiriye sahipir. Bu durumun sebebi olarak incelenen dönemde arpada meydana gelen yüksek arzın ekili olduğu ifade edilebilir. Buğday ve arpa fiya geirilerin sandar sapmalarından elde edilen koşulsuz varyanslarına bakıldığında, arpa fiyaının buğday fiyaına göre daha düşük volailieye (sandar sapma) sahip olduğu görülmekedir. Reel döviz kuru ve fiyaının geirileri ile sandar sapmalarına bakıldığında ise fiyaının reel döviz kuruna göre daha düşük geiri ve varyansa sahip olduğu espi edilmişir. Ayrıca reel fiyaının negaif geiriye ve seriler arasındaki en az volailieye (sandar sapmaya) sahip olduğu sapanmışır. Geiri serilerine ai eğiklik kasayına bakıldığında geiri serileri asimerik bir dağılıma sahipir. Basıklık kasayısı ise geiri serilerinin lepokuric 3 (fa-ail) bir dağılım sergilediğini oraya koymakadır. Geiri serilerinin lepokuric dağılım gösermesi serilerde ARCH ekisinin olabileceğini gösermekedir. Jarque-Bera isaisiği geiri serilerinin normal dağılmadığını gösermekedir. Geiri serilerinde ARCH ekisinin es edilebilmesi için Engle (198) arafından önerilen ARCH-LM esi uygulanmışır. ARCH-LM esi sonucunda geiri serilerinde ARCH ekisi olduğu gözlemlenirken, yalnızca arpa fiya geiri serisinde ARCH ekisi gözlemlenememişir. Fiya ve geiri serilerinin ookorelasyona sahip olup olmadığını göseren Ljung- Box isaisiği sonuçlarına göre in geiri serisi hariç diğer geiri serileri ookorelasyon içermekedir. Son olarak, geiri serilerinde durağanlık durumlarının belirlenmesi için Dickey and Fuller (1979) arafından önerilen ADF birim kök esi uygulanmış ve sonuçlar Çizelge 1 de sunulmuşur. ADF birim kök esine göre seriler I(1) seviyesinde % 1 anlamlılık düzeyinde durağan olduğu sapanmışır. KPSS es sonuçları ADF birim kök es sonuçlarını doğrulamakadır. Çizelge de BEK VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelinin geiri serilerinin oralama denklem sonuçları verilmişir. Buğday ve arpa fiyaları 003=100 bazlı gıda fiyaları endeks Akaryakı fiyaı ise 003=100 bazlı enerji fiyaları endeksi kullanılarak reelleşirilmişir. Döviz kuru serisi ise reel efekif döviz kuru kullanılarak reelleşirilmişir. 3 Sivri uçlu ve şişman kuyruklu dağılım. 569
6 Çizelge 1. Beimleyici İsaisikler Geiriler (Rj,) İsaisikler Rbuğday, Rarpa, R, Rdöviz kuru, Oralama Sandar Sapma isaisiği (oralama = 0) (0.909) 0.50 (0.803) (0.198) 1.99 (0.195) Eğiklik *** *** ** (0.039) 1.6 *** Basıklık *** *** *** *** Jarque-Bera *** *** *** *** Korelasyonlar (Fiya Düzeyleri veya Kapanış Değerleri Arasında (FDj,, j=buğday, arpa ve )): FDbuğday, FDarpa, FD, Korelasyonlar (Seri Geirileri Arasında (Rj,, j=buğday, arpa ve )): Rbuğday, Rarpa, R, Korelasyonlar (Seri Geirilerinin Kareleri Arasında ( R j,, j=buğday, arpa ve )): R buğday, R arpa, R 0.06, Ookorelasyon Tesi (Seri Geiriler Rj, ve Seri Geiri Karelerinde, Ljung-Box Q(6) *** (0.004) ** (0.031) (0.384).38 *** (0.001) Ljung-Box Q (6) *** (0.004) (0.996) ** (0.01) 1.17 * (0.059) HM-Q(6) *** (0.00) ARCH Tesi (Seri Geirileri (Rj,, j=buğday, arpa, ve döviz kuru)) ARCH-LM(6).855 *** (0.010) (0.997).7 ** (0.014) ** (0.091) MARCH-LM(6) *** Durağanlık Birim Kök Tesi (Seri Geirileri için (Rj,, j=buğday, arpa, ve döviz kuru)): ADF *** *** (lags=) (lags=0) (lags=0) (lags=4) KPSS (lags=) 0.060(lags=0) (lags=0) (lags=4) No: ARCH-LM ve MARCH-LM sırasıyla ARCH ekileri için Lagrange ve çok değişkenli Lagrange eslerini ifade emekedir. Ljung-Box Q ve Ljung-Box Q sırasıyla kalını ve kalını karelerinde sıralı bağımlılık esleri uygularken, HM-Q Hosking'in çok değişkenli kalınılarda sıralı bağımlılık esini ifade emekedir. MARCH-LM esi alındaki sıfır hipoezi geiri serinin oralaması sıfır olması ve sabi bir orak varyansı öngörmekedir. ADF, sabi ve rend değişkenleri dikkae alarak Genelleşirilmiş Dick-Fuller esin KPSS ise gözlemlenebilir bir zaman serisinin deerminisik bir eğilim erafında sabi olduğu boş bir hipoezi es emek için kullanılan Kwiakowski-Phillips-Schmid- Shin esini ifade emekedir. Geçikme (lags) seçimleri AIC, BIC ve HQ değerlerine dayanmakadır. Kriik değerler, seçilen gecikmelerle değişmekedir. Paranez içindeki değerler p-değerlerini yansımakadır. *, ** ve *** sırasıyla 10%, 5% ve 1% seviyelerinde paramerelerin anlamlılık düzeylerini gösermekedir. R ) j, 570
7 Tarih 6/6/005 9/1/005 10/6/005 5/1/006 6/30/006 8/16/006 9/14/006 11/1/006 1/15/007 3/19/007 7/3/007 8/13/007 9/7/007 10/19/007 11/3/007 1/4/008 /5/008 3/31/008 4/8/008 7/1/008 8/5/008 9/5/008 10/10/008 1/4/008 1/8/009 /4/009 4/1/009 6//009 9/8/009 10/0/009 /16/010 11//010 1//010 8/16/01 1/16/013 1/16/014 /9/015 7/1/015 9/9/015 7/1/016 KSÜ Tarım ve Doğa Derg 1(4): , Buğday Geirisi Arpa Geirisi Benzin Geirisi Reel Döviz Kuru Geirisi Şekil 1. Geirilerde Yıllar İibariyle Meydana Gelen Değişmeler Çizelge. VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) Modelindeki Geiri Serilerinin Oralama Denklemlere İlişkin Paramere Tahminleri Geiriler Kasayılar Rbuğday, Rarpa, R, Rdöviz kuru, Sabi ** (-.0) *** (-3.93) (0.176).97 (1.610) Rbuğday, *** (-7.076) (-0.714) (-0.45) (1.3) Rarpa, * (1.896) *** (-3.84) (0.339) (-0.053) R, (-0.993) (-1.175) (0.879) * (1.870) Rdöviz kuru, (0.57) 0.04 (0.735) (0.66) (-0.638) h * ** buğday, (-1.53) (-1.197) (-1.680) (.034) h * *** arpa, (1.789) (1.514) (1.540) (-.649) h , (0.691) (1.155) (-0.89) (1.471) h * dövizkuru, (-1.747) (-0.613) (0.746) (-0.644) No: Paramerelerin -değerleri paranez içinde verilmişir. *, ** ve *** sırasıyla 10%, 5% ve 1% seviyelerinde paramerelerin anlamlılık düzeylerini gösermekedir. Çizelge de görüleceği üzere, buğday hem kendi hem de arpa geirisinin bir dönem gecikmesinden isaisiki açıdan anlamlı bir şekilde ekilenmekedir. Buğdayın kendi geirisinde meydana gelen bu durum Ezekiel (1938) arım ürünleri için oraya koyduğu örümcek ağı eorimi ile açıklanabilmekedir. Buğday piyasasında bir dönem önceki aran geirisi şimdiki geiriyi azalmakadır. Benzer bir durumda, arpa için kurulan eşilike görülebilir. Arpa piyasasında bir dönem önceki aran geirisi buğday piyasasındaki şimdiki geiriyi arırmaka veya arpa piyasasındaki geiri azalınca buğday piyasasında da geiri azalmakadır. Bu durum, buğdayın arpa ile olan ilişkisi bu iki ürünün ikame edilebilir olmasıyla ilgili olduğu söylenebilir. Diğer arafan arpa piyasası yalnızca kendi gecikmesinden negaif olarak ekilenmekedir. Döviz kuruna bakıldığında yalnızca fiya geirisinin bir dönem gecikmesinden poziif ve isaisiki olarak anlamlı bir şekilde ekilendiği görülmekedir. Türkiye nin perol bağımlısı bir ülke olduğu düşünüldüğünde, fiyalarındaki yukarı yönlü hareke döviz kurunu baskılayarak yukarıya doğru hareke emesine neden olacakır. Yukarıdaki üm bilgiler ışığında ürün piyasalarındaki geirilerin birbirlerine kayda değer bir yayılım sağlamadığı görülmüşür. Diğer arafan oralama denklemlerine eklenen oynaklık (varyans) paramerelerine bakıldığında, buğday geirisi arpa fiyaından meydana gelen oynaklıkan (0.170) ekilenmekedir. Döviz kurunda meydana gelen oynaklık arışı ise, buğdayın 571
8 geirisini düşürmekedir. Tarım ürünlerinde kullanılan ihal girdilerin döviz kuruna bağlı olması bu durumu açıklamakadır. Örneğin, Türkiye de kimyasal gübre kullanımı 00 yılından 014 yılına kadar yaklaşık %8 arış gösermişir. Aynı dönemde gübre fiyaları ise yaklaşık % armışır ( İlginç bir şekilde buğday ve arpa piyasalarındaki uzun dönem belirsizlikleri arıkça döviz kuru piyasasındaki geiri sırasıyla armaka ve azalmakadır. VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelindeki varyans denklemindeki değişkenlerin birim ekilerini arışmadan önce VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modeline ilişkin anısal es ve birakım hipoez es sonuçları burada arışılacakır. Çizelge 3 e VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelinin paramere ahminler anısal esleri ve birakım hipoez esleri verilmişir. Çizelge 3 e Panel C kısmında VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelinde diyagonal VAR esi için kurulan hipoez esi sonucunda Wald isaisiğinin (p>0.10) olduğu espi edilmişir. Olasılık değerinin %10 anlamlılık seviyesinden büyük olmasından dolayı sıfır hipoezini red emede başarısız olmuşur. Ayrıca ve reel döviz kuru geirilerinin bir dönem gecikmelerinin buğday ve arpa geirileri üzerindeki ekileride Wald esi kullanılarak es edilmişir. Benzin ve reel döviz geirilerinin bir dönem gecikmeli değerinin buğday ve arpa geirisi üzerinde ekisi veya ekileri bireysel ve eş anlı olarak isaisiki açıdan anlamsız bulunmuşur. Tüm bu es sonuçları, yukarıda ifade eiğimiz geiri serileri arasında kayda değer bir ilişkinin olmadığı savını pekişirmekedir. Bu durumda oralama geiri serilerinin yalnızca kendi geçikmelerine karşı modellenmesinde herhangi bir sakıncanın olmayacağını ifade emekedir. Diğer arafan GARCH ilişkisinin varlığını es emek için kurulan hipoezin Wald isaisiğinin olasılık değeri p<0.000 olduğu görülmüşür. Ayrıca varyans eşiliği için kurulan diyagonal dışı elemenlerin sıfır olduğuna dair hipoezin olasılık değeri p<0.000 dır. Bu durum geiri serileri arasında oynaklık geçişkenliğinin varlığını gösermekedir. GARCH-M hipoezinin Wald isaisiği ise (p<0.000) olarak espi edilmişir. Ayrıca varyans eşiliğinden elde edilen kasayıların asimerik özellikler aşıdığı görülmüşür (p<0.000). Bu bağlamda üm bu es sonuçları volailie (varyans) değişkenlerinin açıklamasında öngörülen asimerik BEKK-GARCH modelinin uygunluğunu ifade emekedir. Çizelge 3 ün Panel B kısmında ayrıca VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modeli için anısal birakım isaisikler verilmişir. Her bir varyans eşiliğinden elde edilen haa erimlerinin (sandardize edilmiş) ve haa erimlerinin karelerinin ookorelasyon içerip içermediği Ljung-Box Q ve Hosking Ljung-Box (MLBQ) esleri kullanılmışır. Tesler sonucunda haa erimlerinin ve karelerinin ookorelasyon içermediği faka geirisinin eşiliğinden elde edilen haa erimlerinin karesinin %5 anlamlılık seviyesinde ookorelasyon içerdiği görülmüşür. Elde edilen bu sonuçlar her bir geiri değişkenin volailiesini (varyansını) açıklamada VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelinin geçerli olduğunu oraya koymakadır. Son olarak haa erimlerinin ARCH ekisi barındırmadığı sıfır hipoezi alında bireysel McLeod-Li ve Çok Değişkenli LM esleri kullanılarak incelenmişir. Tesler sonucunda bireysel olarak geirisinin volailiesinden elde edilen haa erimlerinin ARCH ekisi içerdiği espi edilmişir. Diğer arafan, çok değişkenli LM esi sonucunda modelde hala ARCH ekisi mevcuur. Bundan dolayı Rahman and Serleis (01) akip edilerek haa erimlerinin oralama ve varyans değerleri sırasıyla 0 a ve 1 e eşi olduğu sıfır hipoezi ( Ez ( ) 0 ve E(z 1) ) ile sınanmışır ( ). hˆ j, zˆ j,, j 1,...,4 Elde edilen bulgular sonucunda haa erimlerinin oralamasının 0 faka varyansının 1 den farklı olduğu espi edilmişir. Varyansın birden farklı çıkması bireysel esler sonucunda haa eriminin halen ARCH ekisini barındıran in geiri serisinden kaynaklanmış olabilir. Çizelge 4 e VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modelinden elde edilen marjinal ekiler verilmişir. Ele alınan geiri serilerinde koşullu varyanslar kısa dönemde kendi şoklarından ve diğer geiri serileri aralarında meydana gelen şoklardan isaisiki olarak anlamsız bir şekilde ekilenmekedir. Bu durum Türkiye de arım ürünler ve reel döviz kuru piyasaları iyi ve köü haberlerden ekilenmediğini gösermekedir. Diğer arafan buğday geirisinin koşullu varyansı kendi kısa dönem şoklarından isaisiki olarak anlamlı bir şekilde ekilenmezken, kendi uzun dönem oynaklığından doğrudan (h1, = 0.906) ekilenmekedir. Diğer bir ifade ile Türkiye de buğday geirisindeki belirsizliğin amamı neredeyse kendi belirsizliğinden kaynaklanmakadır. Benzer şekilde arpa, ve döviz kuru piyasalarındaki uzun dönem belirsizlikleri (h, = 0.00, h3, = ve h4, = 0.011) arıkça, buğday piyasasındaki belirsizlikler de armakadır. Faka buğday piyasası üzerinde döviz kuru piyasasındaki belirsizliğin ekisi diğer iki piyasa (arpa ve ) ekisinin yaklaşık 10 kaı kadar daha büyükür. Bu aslında beklenilen bir durumdur: ohum, kimyasal ilaçlar, akaryakı ve perol ürevleri dâhil buğday üreimindeki girdilerinin çoğunluğu döviz endeksli olmasından kaynaklanmakadır. j, 57
9 Çizelge 3. VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) Modelinin Koşullu Varyansların Paramere Tahminleri Kasayılar Rbuğday, Rarpa, R, Rdöviz kuru, Panel A: Koşullu Varyans Tahminleri c1i * (1.91) ci ** (1.019) (.306) c3i.9 * (1.703) (0.6) c4i ** (0.08) (1.194) (.147) (0.033) (0.00) a1i 1.13 * (1.677) (-1.381) (1.18) (1.18) ai ** ** (-1.619) (-1.989) (-1.464) (-.36) a3i ** ** (0.449) (-.086) (-0.411) (.04) a4i -.7 * * ** * (-1.810) (-1.699) (.5) (1.654) b1i 0.95 *** *** *** *** (90.49) (-4.480) (-3.959) (-5.869) bi *** *** ** *** (5.379) (75.533) (-.11) (5.754) b3i *** ** 0.96 *** 0.01 *** (4.030) (.00) (86.547) (4.750) b4i *** *** *** *** (8.915) (6.178) (-6.95) (60.744) d1i ** ** (-.38) (-.308) (-0.604) (1.459) di **.151 ** -.43 * (.010) (.195) (-1.895) (-0.99) d3i ** ** (1.00) (-0.707) (.91) (-1.47) d4i * (-1.673) (1.7) (1.43) (0.967) Panel B: Tanısal Tesler Ljung-Box Q(6) (0.175) (0.319) (0.941) 10.8 (0.113) HM-Q(6) (0.774) HM-Q(10) (0.697) Ljung-Box Q (6) (0.473) 1.59 (0.957) ** (0.05).69 (0.853) HM-Q (6) (0.559) HM-Q (10) (0.716) McLeod-Li(6) (0.473) 1.58 (0.957) ** (0.05).68 (0.853) MARCH-LM(6) *** MARCH-LM(10) *** zi isaisiği(zi =0) (0.63) (0.176) (0.376) (0.756) z i isaisiği( z i =1) *** AIC SBC Hannan-Quinn Log-olabilirlik Değeri *** *** *** 573
10 Panel C: Wald Tesi Sonuçları Diyagonal VAR H0: Γij, diyagonal dışı büün elemenleri sıfırdır (0.8) GARCH İlişki Yokur H0:aij=bij=cij=0, büün j =1,,3, *** Diyagonal GARCH H0: A, B ve D diyagonal dışı büün elemenleri sıfırdır *** GARCH-M ilişkisi yokur H0: ψij=0, büün j =1,,3, *** Asimerik ilişkisi yokur H0: dij=0, büün j =1,,3, ** (0.01) Benzin fiya geirisinin buğday ve arpa fiya geirileri üzerinde ekisi yokur H0:Γ13= Γ3=0.39 (0.36) Reel döviz kuru geirisinin buğday ve arpa fiya geirileri üzerinde ekisi yokur H0:Γ14= Γ4= (0.745) Benzin fiyaı ve Reel döviz kuru geirilerinin buğday ve arpa fiya geirileri üzerinde ekisi yokur H0:Γ13= Γ14= Γ3= Γ4=0.753 (0.599) No: Panel A da paranez içindekiler isaisik değerlerini göserirken; Panel B ve C de ilişkili p-değerleri gösermekedir. ARCH-LM ve MARCH-LM sırasıyla ARCH ekileri için Lagrange ve çok değişkenli Lagrange eslerini göserirken, Ljung-Box Q ve Ljung-Box Q sırasıyla geiri serilerinin kalınıları veya kalını karelerinde sıralı bağımlılık esleri ifade ederken, HM-Q ve HM-Q kalını veya kalını karelerinde sıralı bağımlılık esleri için Hosking'in çok değişkenli Q-isaisiğini gösermekedir. MARCH-LM esi alındaki sıfır hipoezi serinin oralaması sıfır olması ve sabi bir orak varyansı öngörmekedir.. *, ** ve *** sırasıyla 10%, 5% ve 1% seviyelerinde serilerin anlamlı olduğunu gösermekedir. Aynı şekilde piyasalar arası ikili çapraz ekileşimlerdeki belirsizlikler buğday piyasasındaki belirsizlikleriyle de ilginç bir şekilde doğrusal bir ilişki içerisinde olduğunu gösermekedir. Bu bağlamda diğer piyasalarda meydana gelen oynaklıklar (belirsizlikler) ya dolaysız (koşullu varyans yoluyla) veya dolaylı (koşullu orak varyans yoluyla) bir şekilde buğday piyasasına ileilerek bu piyasa üzerinde kalıcı belirsizlikleri meydana geirmekedir. Buğday üreiminde kullanılan girdilerin çoğunluğu perol ve perol ürevi olması ve aynı zamanda dövize endeksli olmaları bu piyasalarda meydana gelen dalgalanmalar dolaylı ve dolaysız bir şekilde buğday piyasasına ileilerek bu piyasada kalıcı belirsizlikleri meydana geirmekedir. Diğer arafan buğday piyasasında görülen bu yoğun ilişki düzeyi arpa piyasasında görülmemekedir. Bunun sebebi ülkemizde buğday piyasasının yoğun bir işlem hacmine sahip olması ve aynı zamanda çoğu gıda sekörlerine hammmadde emin emek bakımından lokomoiv piyasa durumunda olmasına karşın, arpa piyasası bira ve yem sanayi gibi birkaç ürev piyasası ile ilişkili olmasına bağlanabilir. Bu bağlamda, arpa geirisi kendi geirisinden kaynaklanan uzun dönem volailieden (h, = 0.99) ekilenirken, doğrudan (h4, = 0.0) ve dolaylı (h1,h3, = , h,h3, = ve h3,h4, = -0.0) olarak reel döviz kurunda meydana gelen uzun dönem volailieden ekilenmekedir. Benzin piyasasındaki belirsizlikler (volailie) öncelikle kendi uzun dönem volailiesinden (h3, = 0.857) ve buğday ve döviz kuru piyasalarındaki uzun dönem belirsizliklerinden dolaysız bir şekilde ekilenmekedir (sırasıyla h1, = ve h4, = 0.006). Benzer şekilde piyasası bazı piyasaların çapraz ikili ekileşiminden kaynaklı uzun dönem belirsizliklerinden dolaylı ekilenmekedir. Örneğin, piyasası buğday ve döviz kuru uzun dönem ekileşiminden dolaylı (h1,h4, = 0.005); arpa ve reel döviz kurunun koşullu kovaryansından dolaylı (h,h4, = 0.003); buğday ve arpa koşullu kovaryasından dolaylı (h1,h, = 0.001) ekilenmekedir. Diğer arafan reel döviz kuru kendinden kaynaklanan uzun dönem volailiesinden (h4,=0.89) doğrudan ekilenirken, diğer üç piyasanında uzun dönem belirsizliğinden dolaysız ve doğrusal bir şekilde ekilenmekedir (sırasıyla h1, = 0.011, h, = ve h3, = 0.04). Bu nicel değerlere dikka edilirse, piyasasındaki belirsizliğin döviz kuru piyasası üzerindeki ekis arım ürünleri piyasalarındaki (buğday ve arpa) belirsizlik ekilerinin yaklaşık dör kaı kadar daha büyükür. Böyle bir eki ve döviz kuru piyasaları arasındaki yakın bir ilişkinin sonucunu yansımakadır. Piyasalar arasındaki çapraz ekileşimler döviz kuru piyasasındaki uzun dönem belirsizliğinde farklı ekilere sahip olduğu görülmekedir. Geirilerin koşullu varyansları (Şekil ) arasındaki korelasyon ilişkinin incelenmesi ele alınan emialar ve reel döviz kuru arasındaki oynaklık geçişkenliği (volailiy spillover) daha ne bir şekilde oraya koymakadır (Şekil 3, 4 ve 5 ). Aynı zaman korelasyon ilişkileri emialar ve reel döviz kuru arasındaki koruma (hedging) ilişkisi üzerine önbilgi vermekedir. Buğdayın ve arpanın koşullu varyanslarının korelasyonları incelendiğinde oralama olarak lik bir değer olarak karşımıza çıkmakadır. Bu durum buğday ve arpanın oynaklık anlamında birbirini eiklediğini gösermekedir. 574
11 Çizelge 4. VAR (1)-Asimerik BEKK GARCH (1, 1) Modelindeki Koşullu Varyan Denklemindeki Değişkenlerin Birim Ekileri Kasayılar Rbuğday, Rarpa, R, Rdöviz kuru, , (0.838) (0.691) (0.609) (0.564) 1, , (-0.861) (0.837) (-0.686) (-0.898) 1, , (0.387) (0.845) (-0.447) (0.94) 1, , (-0.900) (0.816) (0.837) (0.894) , (0.810) (0.995) (0.73) (1.118), , (-0.403) (1.05) (0.440) (-1.116), , (0.873) (0.959) (-0.91) (-0.981) , (0.5) (1.043) (0.05) (1.01) 3, , (-0.403) (0.99) (-0.41) (0.944) , (0.905) (0.850) (1.11) (0.87) h *** 0.00 ** ** *** 1, (45.46) (.40) (1.979) (.934) h *** *** ** ** 1, (5.396) (-4.368) (.58) (-3.37) h *** * *** *** 13, (4.04) (-1.783) (-3.907) (-4.0) h *** 0.01 *** *** *** 14, (9.003) (3.714) (3.689) (-5.994) h *** 0.99 *** ***, (.690) (37.767) (1.056) (.877) h *** ** ** *** 3, (.900) (.031) (-.134) (3.386) h *** *** * 0.09 *** 4, (4.779) (-6.511) (1.778) (5.791) h ** *** ** 3, (.015) (1.010) (43.73) (.375) h *** -0.0 * *** *** 34, (4.631) (-1.77) (-7.31) (4.658) h *** 0.0 *** *** 0.89 *** 4, (4.457) (3.089) (3.476) (30.37) d , (1.119) (1.154) (0.30) (0.79) d1, d , (-1.077) (-1.160) (0.538) (-0.74) d1, d , (-1.073) (0.561) (-0.540) (-0.805) d1, d , (1.03) (-0.837) (-0.501) (0.73) d , (1.005) (1.098) (0.947) (0.149) d, d , (1.03) (-0.548) (-1.049) (0.309) d, d , (-0.948) (0.838) (-0.84) (-0.78) d , (1.000) (0.354) (1.146) (0.736) d3, d , (-0.945) (-0.468) (0.899) (-0.680) d , (0.836) (0.636) (0.711) (0.484) No: Paranez içindekiler isaisik değerlerini ve *, ** ve *** sırasıyla 10%, 5% ve 1% seviyelerinde paramerelerin anlamlılık düzeylerini gösermekedir. 575
12 Buğday piyasasında aran belirsizlik arpa piyasasına yansıyacakır (veya ersi bir durumda söz konusu olabilir). Diğer arafan buğday ve arpanın fiyaıyla arasındaki koşullu korelasyon kasayısı oralama olarak sırasıyla ve olarak karşımıza çıkmakadır. Damba ve ark. (018), Türkiye için seçilmiş bazı arım ürünleri ve perol fiya arasında benzer ilişkiler elde emişler, oraya çıkan bu durumun nedeni olarak yerel dinamikleri ve küresel piyasalarda meydana gelen belirsizlikler olduğunu ifade emişlerdir. Elde edilen bu bulgulara ek olarak, buğday ve arpanın reel döviz kuruyla arasındaki koşullu korelasyon ile reel döviz kuru ve fiyaları arasındaki koşullu korelasyon poziif olarak espi edilmişir. Buğday ve arpanın fiyalarıyla opimal porföy ağırlık ve koruma oranlarının hesaplanması üreiciler ve yaırımcılar açısından bizlere daha ne bir bakış açısı sunacakır. Çizelge 5 e opimal porföy ağırlığı ve koruma oranları sunulmuşur. Çizelge 5 en görüleceği üzere, buğday ve arpanın fiyaıyla olan opimal porföy ağırlığı sırasıyla ve olarak espi edilmişir. Bu sonuca göre, üreiciler veya yaırımcılar, 1 lik bir porföyde kuruşluk kısmını buğdaya ve 86.0 kuruşluk kısmını e yaırmaları gerekmekedir. Diğer arafan arpada ise 1 lik porföy kuruşluk arpa ve kuruşluk olacak şekilde paylaşırılabilir. Koruma oranlarına bakıldığında, buğdayda 1 lik uzun pozisyon karşısında yaırımcı 5.3 kuruşluk alarak korunabilir. Arpa için ise 1 lik uzun pozisyon karşısında kuruşluk alarak yaırımcının kendini koruması gerekmekedir. Bu sonuçlara dikka edilirse buğdayın arpaya göre daha fazla risk aşıdığını söyleyebiliriz. Bu durum, arım ürünleri ve gıda piyasasında buğdayın arpaya göre çok yüksek bir işlem hacmine sahip olmasıyla izah edilebilir Buğday Arpa Benzin Reel Döviz Kuru Şekil. Geirilerin Koşullu Varyanslarının Zaman İçindeki Harekei Corr (Buğday ve Arpa) Corr (Buğday ve Benzin) Corr (Buğday ve Reel Döviz Kuru) Şekil 3. Buğday ile Diğer Geiriler Arasındaki Koşullu Korelasyonun Zaman İçindeki Harekei 576
13 Corr (Arpa ve Benzin) Corr (Arpa ve Reel Döviz Kuru) Şekil 4. Arpanın Benzin ve Reel Döviz Kuru Geiriler ile Arasındaki Koşullu Korelasyonun Zaman İçindeki Harekei Şekil 5: Benzin ile Reel Döviz Kuru Geirileri Arasındaki Koşullu Korelasyonun Zaman İçindeki Harekei Çizelge 5: Opimal Porföy Ağırlığı ve Koruma Oranları Buğday/Benzin Arpa/Benzin w -isaisiği ( w 0) *** *** isaisiği ( 0) *** *** No: *, ** ve *** sırasıyla 10%, 5% ve 1% seviyelerinde paramerelerin anlamlılık düzeylerini gösermekedir. SONUÇ Yapılan VAR (1) Asimerik BEKK GARCH (1, 1) modeli analiz sonuçlarına göre değişkenlerin geiri koşullu varyanslarının çapraz koşullu varyansları dâhil olmak üzere paramere ve birim ekilerinin isaisiki açıdan önemli çıkması, bu ürünlerin fiya geirilerinin koşullu varyanslarında kalıcı ekilere sahip olduğunu ve ayrıca ürün geirilerinin koşullu varyansları arasında kalıcı yayılmaların olduğunu gösermekedir. Özellikle buğday ve döviz kuru piyasalarındaki uzun dönem kalıcı belirsizlikler, kendi piyasaları dâhil olmak üzere üm piyasalar üzerinde kalıcı belirsizlikler oluşurmakadır. Diğer arafan piyasasındaki isikrarsızlık buğday ve döviz kuru piyasası üzerinde kalıcı belirsizlikleri meydana geirmekedir. Bu bağlamda, piyasalar arasında isikrarsızlık yayılımı söz konusu olup, bir sekörden diğer sekörlere yayılım ekileri sekörlerin pazar hacimlerine bağlı olarak değişmekedir. Bu uzun dönem kalıcı ekilere karşı piyasaların kısa dönem haberlerden pek fazla ekilenmediği bulgusuna varılmışır. Benzer şekilde bu kısa dönem haberlerin piyasalar üzerinde negaif ekilerinin poziif ekilerinden farklı olduğunu öne süren asimerik bulguların isaisiki açıdan önemsiz olduğu sonucuna varılmışır. 577
14 Yaırımcıların hisse piyasasında ürünlere ilişkin risken koruma oranları da (hedging raio) hesaplanmışır. Dolayısıyla, ülke için gıda ükeiminde son derece önemli bir yeri olan buğday piyasasındaki belirsizlikleri içerecek programlara ihiyaç duyulmakadır. Özellikle ekonomiden sorumlu akörlerin döviz piyasasını konrol alında uulmakla buğday piyasasındaki belirsizliğin bir derece sabileneceği gerçeğini her zaman göz önünde bulundurmalıdırlar. Ayrıca buğday üreimindeki girdilerin çoğunluğunun yur içinde üreimine ağırlık verilerek arım seköründeki piyasa belirsizlikleri kısmen konrol alına alınabilir. KAYNAKÇA Abbo PC, Hur C, Tyner WE 008. Wha s driving food prices? Oak Brook. IL: Farm Foundaion: Algan N, İşcan E, Serin D 016. Enerji Fiyalarının Dünya Gıda Fiyaları Üzerine Ekisi: Bir SınırTesi Yaklaşımı. Inernaional Conference on Eurasian Economies Augus, Kaposvar, Hungary. Baffes J 007. Oil spills on oher commodiies. Resource Policy 3: Campiche JL, Bryan HL, Richardson JW, Oulaw JL 007. Examining he evolving correspondence beween peroleum prices and agriculural commodiy prices. The American Agriculural Economics Associaion Annual Meeing, Porland, or. July 9-Augus 1. Chang TH, Su HM 010. The subsiuive effec of biofuels on fossil fuels in he lower and higher crude oil price periods. Energy 35: Chen ST, Kuo HI, Chen CC 010. Modeling he relaionship beween he oil price and global food prices. Applied Energy 87: Damba OT, Bilgic A, Aksoy A 017. Esimaing price volailiy ransmission beween world crude oil and seleced food commodiies: A BEKK approach. Aaürk Üniversiesi Ziraa Fakülesi Dergisi 48: Dickey D A, Fuller WA Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he American saisical associaion, 74(366a): Dong X, Ulgiai S, Yan M, Zhang X, Gao W 008. Energy and emergy evaluaion of bioehanol producion from whea in Henan Province, China. Energy Policy, 36: Du X, Yu CL, Hayes DJ 011. Speculaion and volailiy spillover in he crude oil and agriculural commodiy markes: a Bayesian analysis. Energy Economic 33: Engle RF 198. Auoregressive condiional heeroscedasiciy wih esimaes of he variance of Unied Kingdom inflaion. Economerica: Journal of he Economeric Sociey, Engle RF, Kroner K Mulivariae simulaneous generalized ARCH. Economeric Theory 11: Ezekiel M The cobweb heorem. The Quarerly Journal of Economics 5(): Gardebroek C, Hernandez 013. Do energy prices simulae food price volailiy? Examining volailiy ransmission beween US oil, ehanol and corn markes. Energy Economics 40: Gilber C 010. How o undersand high food prices. Journal of Agriculural Economics 61: Harri A, Nalley L, Hudson D 009. The relaionship beween oil, exchange raes, and commodiy prices. Journal of Agriculural and Applied Economics : Headey D, Fan S 008. Anaomy of a crisis: he causes and consequences of surging food prices. Agriculural Economics 39: doi: /j Kalalioglu M, Soyas U 009. Price ransmission beween world food, agriculural raw maerial, and oil prices, GBATA Inernaional Conference Proceedings, , Prague. Kroner KF, Ng VK Modeling asymmeric comovemens of asse reurns. Review of Financial Sudies 11(4): Kroner KF, Sulan J Time-varying disribuions and dynamic hedging wih foreign currency fuures. Journal of Financial and Quaniaive Analysis 8(04): Michell D 008. A Noe on Rising Food Prices. Washingon, DC, The World Bank. Nazlioglu S, Soyas U 011. World oil prices and agriculural commodiy prices: Evidence from an emerging marke. Energy Economics, 33(3): Nazlioglu S, Soyas U 01. Oil price, agriculural commodiy prices, and he dollar: A panel coinegraion and causaliy analysis. Energy Economics 34(4): Nazlioglu S, Erdem C, Soyas U 013. Volailiy spillover beween oil and agriculural commodiy markes. Energy Economics 36: Rahman S, Serleis A 01. Oil price uncerainy and he Canadian economy: Evidence from a VARMA, GARCH-in-Mean, asymmeric BEKK model. Energy Economics 34(): Rajagopal D, Zilberman D 007. Reviewof Environmenal, Economic and Policy Aspecs of Biofuels. Policy Research Working Paper 4341.The World Bank, Washingon, DC. Renewable Fuels Associaion (RFA) 017. Indusry Saisics. hp:// Rosegran MW, Zhu T, Msangi S, Sulser T 008. Global Scenarios for Biofuels, Impacs and Implicaions. Review of Agriculural Economics 30(3):
15 Serra T 011. Volailiy spillovers beween food and energy markes: a semiparameric approach. Energy Economics 33: Serra T, Zilberman D, Gil JM, Goodwin B K 011. Nonlineariies in he U.S. corn-ehanol-oil-gasoline price sysem. Agriculural Economics 4(1): Von Braun, Torero M 009. Implemening he Physical and Virual Food Reserves o Proec he Poor and Preven Marke Failure. Washingon, DC: Inernaional Food Policy Research Insiue. Wu H, Li S 013. Volailiy spillovers in China s crude oil, corn and fuel ehanol markes. Energy Policy 6: Zhang Q, Reed M 008. Examining he impac of he world crude oil price on China s agriculural commodiy prices: he case of corn, soybean, and pork. Paper presened a he The Souhern Agriculural Economics Associaion Annual Meeings, Dallas, TX, February. Zhang Z, Lohr L, Escalane C, Wezsein M 010. Food versus fuel: wha do prices ell us? Energy Policy 38:
Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI
Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI TCMB Faiz Kararlarının Piyasa Faizleri Ve Hisse Senedi Piyasaları Üzerine Ekisi Mura Duran Refe Gürkaynak Pınar Özlü Deren
DetaylıKONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ
KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik
DetaylıTÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ
TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Öze Bu çalışmada Türkiye de devle iç borçlanma seneleri,
DetaylıİMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ
Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü
DetaylıTCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ
Cenral Bank Review Vol. 10 (July 2010), pp.23-32 ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2010 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ
DetaylıTürkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*
DetaylıDolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler
Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r
DetaylıReel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi
DetaylıEnflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının
DetaylıİŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *
İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.
DetaylıTÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ
ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi
DetaylıPETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ
PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi
DetaylıNET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)
NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin
DetaylıAYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ
AKDENİZ ÜNİVERSİTESİ ZİRAAT FAKÜLTESİ DERGİSİ,, 15(),71-79 AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ Selim Adem HATIRLI Vecdi DEMİRCAN Ali Rıza AKTAŞ Süleyman Demirel Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım
DetaylıTüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)
June 7-9, 2009, Eskişehir, Turkey. Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004:0-2009:0) Yusuf Volkan Topuz * İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İşleme Bölümü,
Detaylıeyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association
eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Associaion Ekonomik Yaklaşım 016, 7(99): 1-15 www.ekonomikyaklasim.org doi: 10.5455/ey.35908 BIST-100 Endeksinin Volail Davranışlarının Simerik Ve Asimerik Sokasik Volailie
DetaylıALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME
ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME ÖZET Prof.Dr.Cengiz TORAMAN Balıkesir Üniversiesi, İİBF,İşleme Bölümü Cengizoraman4@yahoo.com Öğr.Gör.Çağaay BAŞARIR
DetaylıTHE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract
Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY
Detaylı24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıENFLASYON BELİRSİZLİĞİ İLE PAY SENEDİ GETİRİSİ VE VOLATİLİTESİ ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ
ENFLASYON BELİRSİZLİĞİ İLE PAY SENEDİ GETİRİSİ VE VOLATİLİTESİ ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Doç. Dr. Emrah İsmail Çevik Namık Kemal Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi eicevik@nku.edu.r
DetaylıBorsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği
Volume 4 Number 3 03 pp. -40 ISSN: 309-448 www.berjournal.com Borsa Geiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yönemlerle Analizi: Türkiye Örneği Yusuf Ekrem Akbaşa Öze: Bu çalışmada,
DetaylıHisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:
Hisse Senedi Fiyalarıyla abancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Toda-amamoo aklaşımı Dr. Cüney AKAR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF. Öze Bu çalışmada İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında (İMKB) IMKB100
DetaylıHİSSE SENEDİ FİYATLARI, ALTIN FİYATLARI VE HAM PETROL FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN ANALİZİ
EKEV AKADEMİ DERGİSİ Yıl: 23 Sayı: 77 (Kış 2019) 161 HİSSE SENEDİ FİYATLARI, ALTIN FİYATLARI VE HAM PETROL FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN ANALİZİ Fama TEMELLİ (*) Dilek ŞAHİN (**) Öz Bu çalışmanın
DetaylıBİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI
BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN
DetaylıZaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıKOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN EDİLMESİ
Cil/Volume: 15 Sayı/Issue: Haziran/June 017 ss./pp. 163-181 İ. E. Kayral Doi: hp://dx.doi.org/10.11611/yead.6404 KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN
DetaylıBirim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıYABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU?
YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? Yrd. Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Yrd. Doç. Dr. Feride Özürk
DetaylıPETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES
Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Güz 2013, Cil:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:7997 PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Sevinç GÜLER * Halime TEMEL NALIN * * IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES
DetaylıTürkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu
Hayvansal Üreim 53(): 3-39, 01 Araşırma Türkiye de Kırmızı E Üreiminin Box-Jenkins Yönemiyle Modellenmesi ve Üreim Projeksiyonu Şenol Çelik Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni Anabilim Dalı
DetaylıBox-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği
DetaylıA Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region
MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/
DetaylıBirim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 02, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıİŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH
Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa
DetaylıYaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 10 Sayı: 4 Ekim 2010 ss. 1139-1153 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tesing he Effec of he Dayligh Saving Time
DetaylıİMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:41, Sayı/No:, 1, 14-6 ISSN: 133-173 www.ifdergisi.org 1 İMKB 1 endeksindeki kaldıraç
DetaylıİSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ
İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH- YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ ÖZET Yard.Doç. Dr. Tülin ATAKAN İsanbul Üniversiesi, İşleme Fakülesi, Finans Anabilim Dalı Bu çalışmada,
DetaylıT.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ
T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ÇOK DEĞİŞKENLİ EŞİKSEL OTOREGRESİF MODELLER ÜZERİNE BİR ÇALIŞMA Ümran Münire KAHRAMAN DOKTORA TEZİ İsaisik Anabilim Dalı 2012 KONYA Her Hakkı Saklıdır TEZ
DetaylıVadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması
Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi Inernaional Journal of Alanya Faculy of Business Yıl:014, C:6, S:3, s. 1-13 Year:014, Vol:6, No:3, s. 1-13 Vadeli İşlem Piyasasında Opimal Hedge Rasyosunun Saik
DetaylıDokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Cilt:22 Sayı:2, Yıl:2007, ss:49-66
Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Cil:22 Sayı:2, Yıl:2007, ss:49-66 SPOT VE VADELİ İŞLEM FİYATLARININ VARYANSLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK TESTİ Emrah İsmail ÇEVİK * Mehme
DetaylıTÜRKİYE'DE ŞEKER FİYATLARINDAKİ DEĞİŞİMİN OLASI ETKİLERİNİN TAHMİNİ: BİR SİMÜLASYON DENEMESİ
TÜRKİYE'DE ŞEKER FİYATLARINDAKİ DEĞİŞİMİN OLASI ETKİLERİNİN TAHMİNİ: BİR SİMÜLASYON DENEMESİ Yrd.DoçDr. Halil FİDAN Doç.Dr. Erdemir GÜNDOĞMUŞ rof.dr. Ahme ÖZÇELİK 1.GİRİŞ Şekerpancarı önemli arım ürünlerimizden
DetaylıC.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 17, Sayı 2,
C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 17, Sayı 2, 2016 241 PETROL FİYATLARI ve DÖVİZ KURU ARASINDAKİ İLİŞKİNİN AMPİRİK ANALİZİ: ASİMETRİK NEDENSELLİK ANALİZİ Uğur Adıgüzel 1 Tayfur Baya 2 Selim Kayhan
DetaylıBİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1
BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye
DetaylıİSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA
Yıl: 24 Sayı:88 Temmuz 2010 97 İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Ebru Yüksel* - Güldal Güleryüz** 32 Öze Bu makale, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası na (İMKB) ai
DetaylıAVRASYA Uluslararası Araştırmalar Dergisi. Cilt : 6 Sayı : 15 Sayfa: Kasım 2018 Türkiye. Araştırma Makalesi
AVRASYA Uluslararası Araşırmalar Dergisi Cil : 6 Sayı : 15 Sayfa: 808825 Kasım 2018 Türkiye Araşırma Makalesi TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME, İHRACAT VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN
DetaylıEffects of Agricultural Support and Technology Policies on Corn Farming in Çukurova Region
MPRA Munich Personal RePEc Archive Effecs of Agriculural Suppor and Technology Policies on Corn Farming in Çukurova Region Erkan Akas and Oğuz Yurdakul Universiy of Cukurova Dep. Agriculural Economics,
DetaylıEurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi ISSN:
Eurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araşırmaları Dergisi ISSN:2148-9963 www.asead.com Dr. Merer MERT Gazi Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü merermer@gazi.edu.r
DetaylıReel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi
Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yönemi İle Modellenmesi Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi:
DetaylıTürkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi. Şenol Çelik
Adıyaman Üniversiesi Fen Bilimleri Dergisi 5 (1) (2015) 80-93 Türkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi Şenol Çelik Bingöl Üniversiesi Ziraa Fakülesi Zooekni Bölümü,
DetaylıLong memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul
MPRA Munich Personal RePEc Archive Long memory and srucural breaks on volailiy: evidence from Borsa Isanbul Emrah Ismail Cevik and Gülekin Topaloğlu Namık Kemal Universiy, Bülen Ecevi Universiy 014 Online
DetaylıFAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?
FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN, Zekeriya YILDIRIM, S. Faih KOSTAKOĞLU FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN Yrd.Doç.Dr. Anadolu Üniversiesi,
DetaylıHİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ
The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss2963 Number: 37, p. 399-408, Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma
DetaylıÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ
45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı
DetaylıTürkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of
DetaylıREEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:
Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac
DetaylıŞeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey
ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2011, Volume: 6, Number: 4, Aricle Number: 3C0085 SOCIAL SCIENCES Received: May 2011 Acceped: Ocober 2011 Şeyma Çalışkan Çavdar Series : 3C Yildiz
DetaylıAraşırma Makaleleri REEL DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ İ TİCARET PERFORMA SI A ETKİSİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Erşan SEVER ÖZET Bu çalışmada reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin icare performansına ekisi araşırılmışır.
DetaylıTÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ
Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,
DetaylıErkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey
1 Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike, gelişmek iseyen
DetaylıDokuz Eylül Üniversitesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013
Dokuz Eylül Üniversiesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013 Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi Yayına Kabul Tarihi: 05.07.2014 Cil: 16, Sayı: 2, Yıl: 2014, Sayfa: 281-302 Online Yayın Tarihi: 30.09.2014 ISSN:
DetaylıAnkara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012
Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi
DetaylıReel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği
Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır.
DetaylıREEL DÖVİZ KURLARINDA UZUN DÖNEM BAĞIMLILIK THE LONG-TERM DEPENDENCE IN REAL EXCHANGE RATES Emre ÜRKMEZ *
Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 10 Sayı: 49 Volume: 10 Issue: 49 Nisan 2017 April 2017 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 REEL DÖVİZ KURLARINDA
DetaylıÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.
DetaylıDöviz Kurları Arasındaki Oynaklık Etkileşiminin Analizi: CCC-t-MSV Modeli ile Tahmin 1 Verda DAVASLIGİL ATMACA 2
Finans Poliik & Ekonomik Yorumlar (639) Mayıs 2018 : 9-32 Döviz Kurları Arasındaki Oynaklık Ekileşiminin Analizi: CCC--MSV Modeli ile Tahmin 1 Verda DAVASLIGİL ATMACA 2 Gönderim arihi: 10.10.2017 Kabul
DetaylıMurat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET
İMKB Piyasalarındaki Volailienin Modellenmesi ve Öngörülmesi: Asimerik GARCH Modelleri ile bir Uygulama Mura MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.r Bankacılık Düzenleme ve Deneleme Kurumu (BDDK) ÖZET Çalışmada, 5
DetaylıAraştırma Makalesi. Selçuk Üniversitesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) ISSN:
Araşırma Makalesi www.ziraa.selcuk.edu.r/ojs Selçuk Üniversiesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) 63-69 ISSN:1309-0550 Türkiye nin Tarım Ürünleri İhraca Fonksiyonu ve Döviz Kuru Belirsizliğinin
DetaylıBİST Şehir Endeksleri Oynaklığının DCC- GARCH Model İle Analizi
Yöneim Bilimleri Dergisi/Journal of Adminisraie Sciences Cil / Volume: 6, Sayı / N: 3, ss. / pp.: 87-308, 08 BİS Şehir Endeksleri Oynaklığının DCC- GARCH Model İle Analizi Verda DAVASLIGİL AMACA* Öz Yaırımcıların
DetaylıMevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa
Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik
DetaylıÜRETİCİ FİYATLARINA GEÇİŞ ETKİSİNDE ARA MALLARI İTHALATININ ROLÜ
ÜRETİCİ FİYATLARINA GEÇİŞ ETKİSİNDE ARA MALLARI İTHALATININ ROLÜ Şenkan ALDEMİR (*) Öze: Döviz kuru değişimlerinin TÜFE ve ÜFE bazlı yuriçi fiyalara geçiş süreci, son yıllarda üzerinde önemle durulan konulardan
DetaylıTürkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme
Türkiye Ekonomisinde Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme Mehme MUCUK * Doğan UYSAL ** Öze Genel olarak enerji, ekonomik ve endüsriyel kalkınma için önemli bir girdi kabul edilmekedir. Ancak enerjinin bazı
DetaylıYÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?
YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? Doç. Dr. Harun TERZİ Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi 618 Trabzon Tel : (462) 3773311 Fax : (462) 3257281 e-mail : herzi@ku.edu.r
DetaylıULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK
ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK Nuray ERGÜL ÖZET Son yıllarda, Türk Sermaye Piyasalarında hukuk, muhasebe ve deneim alanlarında, uluslararası kuralların uygulanması için büyük değişiklikler
DetaylıTÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ
Nüfusbilim Dergisi\Turkish Journal of Populaion Sudies, 2012, 34, 31-50 31 TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Ölümlülük ahminleri, demografi ve aküerya bilimlerinde önemli bir rol oynamakadır.
DetaylıZekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK
Cenral Bank Review Forhcoming, pp.1-26 ISSN 1303-0701 prin 1305-8800 online 2015 Cenral Bank of he Republic of Turkey hps://www3.cmb.gov.r/cbr/ ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA
Detaylıİstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:37, Sayı/No:2, 2008, 98-110 ISSN: 1303-1732 - www.ifdergisi.org 2008 İsanbul Menkul Kıymeler
DetaylıVOB-BİST Endeks Sözleşmeleri İşlem Hacminin BİST Endekslerine Etkisi
February 1-, 015-5 h Inernaional Scienific Conference of Iranian Academicians Abroad in Turkey VOB-BİST Endeks Sözleşmeleri İşlem Hacminin BİST Endekslerine Ekisi Mirrasoul SEYEDGHOMI PhD (Candidae) in
DetaylıTÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ
Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru
DetaylıTeknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.
YAPISAL DEĞİŞİKLİK Zaman serileri bazı nedenler veya bazı fakörler arafından ekilenerek zaman içinde değişikliklere uğrayabilirler. Bu değişim ikisadi kriz, ikisa poliikalarında yapılan değişiklik, eknolojik
DetaylıHİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI
Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 8 Sayı: 40 Volume: 8 Issue: 40 Ekim 2015 Ocober 2015 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA
DetaylıTÜRK KATILIM BANKALARININ FON KAYNAKLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLER VE BU BANKALARIN KLASİK BANKALARLA İLİŞKİLERİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA 1
TÜRK KATILIM BANKALARININ FON KAYNAKLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLER VE BU BANKALARIN KLASİK BANKALARLA İLİŞKİLERİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA 1 Musafa Emin GÜL * Talip TORUN ** Cüney DUMRUL *** ÖZ Kaılım bankalarının
DetaylıBRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi
BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun
DetaylıİMKB de Fiyat-Hacim İlişkisi - Asimetrik Etkileşim
YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:009 Cil:6 Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi - Asimerik Ekileşim Yrd. Doç. Dr. Koray KAYALIDERE Celal Bayar Üniversiesi,U.B.Y.O., Bankacılık
DetaylıBANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ
BANKA KREDİ PORTFÖLERİNİN ÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAANAN ALTERNATİF BİR ÖNTEM ÖNERİSİ K. Bau TUNA * ÖZ Ödememe riski banka kredilerini ve bankaların kredi porföylerini ekiler.
DetaylıDöviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama
YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Ekisi: Türkiye İçin Bir Uygulama Prof. Dr. Recep TARI Kocaeli Üniversiesi, İ.İ.B.F.,
DetaylıFİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ
FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ Yrd. Doç. Dr. Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi
DetaylıEŞANLI DENKLEMLİ MODELLER
EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER Eşanlı denklem siseminde, Y den X e ve X den Y ye karşılıklı iki yönlü eki vardır. Y ile X arasındaki karşılıklı ilişki nedeniyle ek denklemli bir model
DetaylıTÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY
Journal of Yasar Universiy 22 26(7) 4392-444 TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY M. Ali Bilginoğlu
DetaylıCrude Oil Import and Economic Growth: Turkey
MPRA Munich Personal RePEc Archive Crude Oil Impor and Economic Growh: Turkey Erginbay Ugurlu and Aydın Ünsal Isanbul Aydın Universiy, Gazi Universiy 28 May 2009 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/69923/
DetaylıThe Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case
FİNANSAL FAKTÖRLERİN REEL PARA TALEBİ ÜZERİNDEKİ ROLÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ The Roles of Financial Facors on he Real Money Demand: Turkey Case Musafa SEVÜKTEKİN * Mehme NARGELEÇEKENLER * BAÜ 8() 45 ÖZ Araşırmanın
DetaylıRASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1
RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya
DetaylıTürkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz
Enerji, Piyasa ve Düzenleme (Cil:2, 2011, Sayfa 49-73) Türkiye de Elekrik Tükeimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz H. Mura Eruğrul * Öze Çalışmada Türkiye de elekrik ükeimi büyüme ilişkisi 1998Ç1-2011Ç3
DetaylıPara Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği
YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F.,
DetaylıTÜRKİYE PETROL FİYATLARI OYNAKLIĞININ MODELLENMESİ
Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 7 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ TÜRKİYE PETROL FİYATLARI OYNAKLIĞININ MODELLENMESİ Esin FİRUZAN Absrac Nowadays, volailiy of crude
DetaylıBölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ
Bölüm HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME ÖNTEMLERİ Bu bölümde üç basi öngörü yönemi incelenecekir. 1) Naive, 2)Oralama )Düzleşirme Geçmiş Dönemler Şu An Gelecek Dönemler * - -2-1 +1 +2 + Öngörü yönemi
DetaylıSESSION 1D: Finans I 567
SESSION 1D: Finans I 567 Finansal Varlık Olarak Alının Arz-Talep Dengesinin Kısa ve Uzun Dönem Kaniaif Analizi ve Alın Fiya Fonksiyonunun Ampirik Olarak Tes Edilmesi The Shor and Long Term Quaniaive Analysis
DetaylıCari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği
Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 05 9 (): 35-36 Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Munise ILIKKAN ÖZGÜR (*) Öze: Makroekonomik isikrarının sağlanmasında cari işlemler
DetaylıBüyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey
SESSION C: Çalışma Ekonomisi 67 Büyüme ve İsihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği Yusuf Muraoğlu (Hii Universiy, Turkey) The Relaionship beween Growh and Employmen: The Case of Turkey Absrac One of he
DetaylıTürkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of
Detaylı