Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s"

Transkript

1 Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date Yrd. Doç. Dr. Alper GEDİK Selçuk Üniversitesi, Beyşehir Ali Akkanat İşletme Fakültesi alpergedik@selcuk.edu.tr Öğr. Gör. Memiş KARAER Selçuk Üniversitesi Taşkent Meslek Yüksekokulu mkaraer@selcuk.edu.tr SATINALMA GÜCÜ PARİTESİ İLE DIŞ TİCARET. VERİLERİNİN ANALİZİ Öz Bu çalışmada, satın alma gücü paritesi ile dış ticaret arasındaki ampirik ilişki, dönemleri için yıllık veriler kullanılarak ekonometrik modelle sınanmıştır. Bulgulara göre; Birim kök analizlerinde, ihracat, ithalat, hacim ve denge bağımlı değişkenleri incelenerek durağan olduklarına karar verilmiştir. LM testi sonucunda seride oto korelasyon olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. İhracat için model sonuçlarına göre dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamsız bulunmuştur. Fakat ithalat için dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamlı bulunmuştur. Satın alma gücü paritesinin ithalat üzerindeki etkisi negatiftir. SAGP 1 birim arttığında, ithalat 1,05 birim azalmaktadır. Ayrıca satın alma gücü paritesinin dış ticaret hacmi ve dış ticaret dengesi üzerindeki etkisi negatiftir. Değişkenler arasında nedensellik olup olmadığını incelemek amacıyla Granger Causality Testi analiz edilmiş ve değişkenlerin p değerleri 0,05 ten büyük olduğundan yokluk hipotezi olan Değişkenler birbirlerinin Granger nedeni değildir hipotezi kabul edilmiştir. Değişkenler arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi söz konusu değildir. Anahtar kelimeler: Satın Alma Gücü Paritesi, Dış Ticaret, Döviz Kuru.

2 FOREIGN TRADE WITH PURCHASING POWER PARITY ANALYSIS OF DATA Abstract In this study, empirical relations between purchasing power parity and foreign trade have been analyzed for the period of by using econometrical model. Based on the analysis; it has been decided that, by examining export, import, volume and balance dependent variables at unit root analyses, they are stagnant. Based on LM test result, it is found that no autocorrelation exist at the serial. According to model results for export, it is found that changes in foreign trade data have no significant effect on changes in purchasing power parity. However, for the import, changes in foreign trade data have significant effect on changes in purchasing power parity. Purchasing power parity has negative effect on import. When SAGP increases 1 point, import decreases 1.05 point. In addition, purchasing power parity s effects on foreign trade volume and balance of foreign trade are negative. Granger Causality Test has been utilized to see if there is any causality among variables and since the variables p value is larger than 0.05, non-absence hypothesis which states Variables are not Granger reason of each other has been accepted. There is no causalrelationamongvariables. GİRİŞ Keywords: Purchasing Powerparity, Foreign Trade, Exchange Rate. Dünya da kimi ülkeler ihracata dayalı büyüme stratejisini uygularken kimi ülkeler ise ithalata dayalı büyüme stratejisini uygulamaktadırlar (Taş, 2013: 70). Ülkemizde ciddi tartışmalara neden olan Türk Lirası nın değerindeki dalgalanmalar dış ticaret uygulayıcıları açısından önemlidir. Dış ticaret uygulayıcılarını, ülke parasının aşırı değerli olması olumsuz etkilemektedir. Türkiye, parasal itibarı açısından kaliteli yani pahalı mal, rekabet gücü yüksek mal ya da dünya çapında değerli marka olan mal oluşturamadığı için Türk Lirasının değerli olması zararlıdır. Ancak Almanya gibi pahalı ürün ihracatı yapan uluslararası markalara sahip ülkeler paralarını değerli tutabilirler. Çin gibi ülkeler ise parasal itibarı dikkate almadan ihracatı arttırıcı şekilde politikalar izlemektedir. Bu ülkelerin paralarının değeri yabancı paralar cinsinden oldukça düşüktür. Bu çalışmada döviz kurundaki değişimlere başka bir boyuttan bakılarak, döviz kurunun ülkeler arasındaki fiyat farklılıklarını ortadan kaldırmayı amaçlayan satın alma gücü paritesinin etkileri dikkate alınmıştır. Satın alma gücü paritesi verilerinin dış ticarete yapmış olduğu etki aynı zamanda yerli paranın değerindeki dalgalanmaları da döviz kuruna oranla daha iyi analiz edilmesini sağlamak amaçlanmıştır. Çalışmada 1983 ile 2011 yılları arasındaki yıllık veriler kullanarak, ekonometrik model kapsamında satın alma gücü paritesi ile dış ticaret verileri arasındaki ilişkiler pek çok yöntemden faydalanılarak incelenecektir. 1. Satın Alma Gücü Paritesinin Dış Ticaret Üzerine Etkisinin Analizi Satın alma gücü paritesi verileri ile dış ticaret verileri arasında ekonometrik yönden bir ilişkinin olup olmadığı incelenmiştir Dönemi için TÜİK ten alınan verilerle analizler yapılmıştır. 434

3 Şekil.1. SAGP, İhracat, İthalat, Dış Ticaret Dengesi ve Dış Ticaret Hacmi Grafikleri 1.40E+08 I HR 2.50E+08 I T H 1.20E E E E E E E E E E E E E+00 DE NG E 4.0E+08 H A C IM -2.00E E E E E E E E E E S AG P

4 1.1. Değişkenlerin Temel İstatistikleri IHR ('000 $) ITH ('000 $) DENGE('000$) HACIM('000$) SAGP ($) Ortalama Medyan Maksimum Minimum Std. Sapma Çarpıklık Basıklık E E E E E E Jarque-Bera Olasılık N Şekil.2. İhracat Histogram ve Dağılım İstatistikleri Series: IHR Sample Observations 28 Mean Median Maximum Minimum Std. Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Şekil.3. İthalat Histogram ve Dağılım İstatistikleri Series: ITH Sample Observations 28 Mean Median Maximum Minimum Std. Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability

5 6 5 Series: HACIM Sample Observations 28 Şekil.4. Dış Ticaret Hacmi Histogram ve Dağılım İstatistikleri Mean Median Maximum Minimum Std. Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Şekil.5. Dış Ticaret Dengesi Histogram ve Dağılım İstatistikleri Series: DENGE Sample Observations 28 Mean Median Maximum Minimum Std. Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Series: SAGP Sample Observations 29 Mean Median Maximum Minimum Std. Dev Skewness Kurtosis Şekil.6. Satın Alma Gücü Paritesi Histogram ve Dağılım İstatistikleri Jarque-Bera Probability Seri çizgi grafiği incelendiğinde SAGP nin yıllara göre artan bir trend izlediği, dış ticaret hacmindeki yıllara göre değişimin ise ithalat grafiğiyle çok benzer olmasından dolayı ihracatın daha etkisiz beklendiği görülmektedir. Serilerin normal dağılıp dağılmadığı; çarpıklık, basıklık ve Jarque-Bera istatistiklerine göre bakılmıştır. İlgili değişkenleri basıklık değerinin 3 ten büyük olması serinin sivri olduğunu, 3 ten küçük olması ise serinin basık olduğunu göstermektedir. Çarpıklık değerlerinin incelenmesinde ise, çarpıklık değerinin sıfır değerine eşit olması serinin normal dağılıma sahip olduğu gösterirken, çarpıklık değerinin sıfırdan büyük olması serinin pozitif yönde çarpık olduğunu,

6 sıfırdan küçük olması ise serinin negatif yönde çarpık olduğunu göstermektedir (Kapusuzoğlu ve Karan, 2010: 61). Jarque-Bera istatistiği serinin normal dağılıp dağılmadığını sınamakta fakat bunun için çarpıklık ve basıklık ölçütlerinden yararlanmaktadır. Formülde S çarpıklık, K basıklık, k ise seriyi oluşturmak için kullanılan tahmin edilmiş katsayıların sayısıdır. Normal dağılım sıfır önsavı altında Jarque-Bera istatistiği 2 serbestlik derecesiyle biçiminde dağılmaktadır. Normal bir dağılım için çarpıklık sıfır, basıklık 3 olduğundan aşırı basıklığı (K-3) göstermektedir (Aydın, 2004: 9). Hipotezi ise; = Veriler normal dağılım gösterir = Veriler normal dağılım göstermez Jarque-Bera normallik sınaması sonucuna göre tüm bağımlı ve bağımsız değişkenler için p>0,05 olduğundan yokluk hipotezi olan = Veriler normal dağılım gösterir hipotezi kabul edilmektedir. 2. Yöntem Çalışmada serilerin temel istatistiksel özellikleri belirlendikten sonra iktisadi anlamda etkileşim açıklanmaya çalışılacaktır. Eş bütünleşme testinin yapılabilmesi için gerekli koşulların sağlanıp sağlanmadığı test edilecektir. ADF (Augmented Dickey-Fuller) birim kök testleri ile durağanlık analizleri yapılacak, serilerin aynı derecede durağan olması halinde Johansen Eş Bütünleşme Testi araştırması yapılacaktır. Eş bütünleşme ilişkilerinin tespiti halinde Granger nedensellik analizi ile etkileşimin yönü tespit edilmesi gerecektir. Ancak eş bütünleşme tespit edilmese dahi nedensellik analizlerine yer verilecektir. Veri seti analizleri Ms Office Excel 2010 programında hazırlandıktan sonra EViews5.1 programı ile ekonometrik testlere tabi tutulmuştur. Veri setlerinin doğal logaritması alınarak işlemler yapılmıştır. 3. Uygulama Birçok araştırma, makale yahut yayında satın alma gücü paritesi, döviz kuru ile ilişkilendirilmiş ve bu bakımdan incelemeye alınmıştır. Literatür anlamında SAGP nin dış ticaret üzerine etkisi ithalat ihracat değişkenlerinden ziyade döviz kuru ile ilişkilendirilerek çözümlenmeye çalışılmıştır. Zengin (2001), yaptığı çalışmada reel döviz kuru hareketleri ile dış ticaret fiyatları ilişkisini Türkiye örneği için incelemiştir. Bu çalışmada VAR (Vektörel Otoregresyon) yöntemi kullanılarak bu değişkenler arasında Granger nedenselliği araştırılmıştır. Bu araştırmanın sonucunda, ihracattan reel döviz kuruna doğru nedensellik bulunamazken, ithalattan reel döviz kuruna doğru nedensellik tespit edilmiş, ayrıca döviz kurundan ithalat veya ihracata doğru nedensellik bulunamamıştır. Sivri ve Usta (2001) tarafından gerçekleştirilen çalışmada öncelikle serilerin durağanlığı incelenmiş, reel döviz kuru ile ihracat serileri sıfır mertebeden durağan çıkarken, ithalat birinci 438

7 mertebeden durağan bulunmuştur. Durağan seriler üzerinden yapılan VAR analizinde reel döviz kurundan ithalat veya ihracata doğru bir nedensellik bulunamamıştır. Gürbüz ve Çekerol (2002), söz konusu değişkenler arasındaki nedensellik analizini haklı kılacak olan eş bütünleşme analizine yer vermişlerdir. Ancak yapılan bu analizde değişkenlerin eş bütünleşik olmadıkları anlaşıldığından, muhtemel regresyon analizlerinin sahte regresyon ile sonuçlanacağı kanısına varılmıştır. Bu çalışmaların ortaya çıkardığı sonuca göre döviz kuru ile dış ticaret arasında uzun dönemde ekonometrik bir ilişki bulunamamıştır. Sukar ve Hassan (2001) ABD dış ticaret hacmi ile döviz kuru dalgalanmaları arasındaki ilişkiyi aradıkları çalışmalarında, ihracat hacmi ile dış ticaret geliri,döviz kuru ve döviz kuru belirsizliği arasında pozitif bir ilişki bulmuşlardır. Arize (1997), ABD ihracatı üzerine döviz kuru dalgalanmalarının etkisini incelemiş ve elde ettiği ampirik bulgular döviz kuru dalgalanmalarının ABDihracatı üzerine negatif bir etkisi olduğunu göstermiştir. Yanıkkaya (2001), yapmış olduğu çalışmada, döviz kurlarındaki değişmenin Türk tarım ürünleri ihracatına olan etkilerini incelemiş ve döviz kurlarındaki değişmelerin pamuk ve tütün ihracatı üzerinde etkili olduğunu tespit etmiştir. Rose ve Yellen (1989), 1960: :04 dönemine ait veriler kullanılarak ABD ekonomisine ait reel döviz kuru, yurtiçi gelir, yurtdışı gelir ve dış ticaret bilançosu arasındaki ilişkiyi kısa ve uzun dönem itibariyle incelenmiş, reel döviz kurunun dış ticaret bilançosu üzerinde istatistiksel olarak anlamlı bir etkiye sahip olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. 439 Doğanlar vd. (2004), 1981: :04döneminde Türk ekonomisinin ihracat talep fonksiyonunu tahmin ederek, fiyat esnekliğinin -1.07, gelir esnekliğinin ise 3.08 olduğunu ve yüksek fiyat esnekliği nedeniyle kur ayarlamalarının ihracatı olumlu yönde etkileyebileceği bulgusuna erişmişlerdir. Yamak ve Korkmaz (2005), reel döviz kuru değişimlerinin dış ticaret dengesi üzerindeki etkilerini farklı mal gruplarını dikkate alarak1995: :04 dönemini kapsayan ve üçer aylık veriler kullanarak incelemişlerdir. Bu çalışmada değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişkinin mevcut olmadığı, kısa dönemde ise reel döviz kuru ve ticari denge arasındaki ilişkinin, temel olarak sermaye malları ticareti tarafından belirlendiği bulgusuna varılmıştır. Dornbush (1976), ABD ekonomisi için yaptığı çalışmada, ABD faiz oranları ile ticari faaliyette bulunduğu ülkelerin faiz oranları arasında ki farkın artmasının; daha yüksek getiriyi düşünen yabancı sermayeyi ABD ye çekeceğini ve bu durumun da ABD Dolarının değerini artırarak ABD nin dış ticaret dengesini olumsuz etkileyeceğini vurgulamıştır. Menon (1994), Avusturya ekonomisi için, döviz kuru hareketleri ile ihracat fiyatları arasındaki ilişkiyi incelemiş, döviz kuru hareketlerinin ihracat fiyatları üzerindeki etkilerinin sanayi dallarına göre farklı olabileceği sonucuna ulaşmıştır. Erlat,H ve Erlat,G (1998), tarafından reel döviz kurları, reel faiz farklılığı ve ticaret hadleri üzerine yapılan çalışmada, faiz farklılığı ve ticaret hadlerinin Türkiye lehine döndüğünde reel döviz kurlarının değer kazandığı seklinde bulgular elde edilmiştir. Bütün bu çalışmaları değerlendirecek olursak; paranın değerindeki değişimlerin dış ticaret verileri üzerine etkilerinin varlığını ileri sürebiliriz. Fakat genel olarak bu çalışmalar reel efektif

8 döviz kuru üzerinden yapılmış olup, SGP verileri ile ilgili ayrıntılı bir çalışma yapılmamıştır. Bu nedenle ileri sürülen bu ilişkinin doğruluğunu ölçmek için, bu çalışmada, reel efektif döviz kuru endeksi yerine kur üzerinden paranın uluslararası değerliliğini ölçmek için kullanılan satın alma gücü paritesi verileri ile bir analiz yapılmıştır. SGP verileriyle dış ticaret verileri arasındaki ilişkiye örnek bir çalışmada; Metin ve Apak(2008) araba üretim rakamlarını baz alarak satın alma gücü paritesinin Türkiye ve AB deki otomobil ithalat ve ihracatı üzerindeki etkisini panel veri analizi ile test etmiştir. En çok olabilirlik oranı, F testi, Lagrange çarpanı testi ve Hausman Test modellerini kullanarak yaptıkları çalışmada, SAGP nin ithalat değişkenini %97 oranında açıkladığı sonucuna vararak SAGP deki %1 lik bir büyümenin ithalat üzerinde %0,54 lük bir artışa neden olacağını tespit etmişlerdir. Benzer şekilde ihracat için yaptıkları çalışmada SAGP nin otomobil ihracatını %91 oranında açıkladığı sonucuna vararak SAGP deki %1 lik bir artışın otomobil ihracatında %1,046 lık bir artışa neden olacağını tespit etmişlerdir. Değişkenlerin ortalamasının ve varyansının zamana bağlı olarak değişmesi, başka bir ifadeyle durağan olmaması sahte regresyon sorununu gündeme getirmektedir. Zira durağan olmayan değişkenlerle elde edilen regresyon sonuçları tutarlı olmayacaktır ve bu durum sahte regresyon olarak adlandırılmaktadır. Bunun yanı sıra değişkenlerin aynı dereceden bütünleşik olması aralarında eş bütünleme ilişkisi olabileceğini göstermektedir. Her ne kadar durağan olmayan değişkenlerle elde edilen regresyon sonuçları anlamlı olmasa da, eğer bu değişkenler arasında uzun dönemde bir denge noktası var ise, diğer bir ifadeyle bu değişkenler arasında eş bütünleşme ilişkisi mevcut ise farkları alınmadan elde edilen regresyon sonuçları anlamlı hale gelecektir (Öztürk ve Fitöz, 2009: 35). 440 ADF birim kök testinde aşağıdaki denklem kullanılmaktadır. Burada Y_t: durağan olup olmadığı analiz edilen değişkenin birinci farkı, t: genel eğilim değişkeni, Y_(t-i): gecikmeli fark terimleridir. Gecikmeli fark terimlerinin konulmasının nedeni, hata teriminin ardışık bağımsız olmasını sağlamaktır. ADF testinin sağlıklı sonuç vermesi için, tahmin edilen modelde ardışık bağımlılık probleminin olmaması gerekmektedir. Denklemde k olarak ifade edilen gecikme uzunluğu, literatürde genelde Akaike veya Schwarz bilgi kriterleri kullanılarak belirlenmektedir. Uygulamada model için gecikme uzunluğunun seçiminde Akaike bilgi kriterinin kullanılması tercih edilmiştir. ADF testi, yukarıdaki denklemde δ katsayısının istatistiksel olarak sıfıra eşit olup olmadığını test eder. Bu sınama, elde edilen ADFt istatistiğinin MacKinnon kritik değerleri ile karşılaştırılmasıyla yapılır. Eğer ADF test istatistiği MacKinnon kritik değerinden mutlak değerce büyükse ele alınan zaman serisi durağan demektir. Aksi durumda seri durağan değildir ve durağanlığı sağlanıncaya kadar farkının alınması gerekir. Durağan olduğuna karar verilen serilere regresyon analizi uygulamadan önce değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisinin belirlenmesi gerekmektedir. Eğer iki seri arasında bir nedensellik ilişkisi yoksa regresyon analizinin sonuçları istatistiksel olarak anlamlı olsa bile iktisadi açıdan bir anlam ifade etmeyecektir. Ayrıca bir nedensellik ilişkisi varsa, regresyon analizi için kurulacak modelde hangi serinin bağımlı değişken ve hangi serinin bağımsız değişken olarak yer alacağına karar vermek için de nedenselliğin yönünün tespit edilmesi gerekmektedir. Uygu-

9 lamalı ekonometrik çalışmalarda, zaman serileri arasındaki nedensellik ilişkilerinin tespit edilmesi için literatürde en sık kullanılan yöntem Granger (1969) tarafından geliştirilen nedensellik analizidir. Bu çalışmada da değişkenler arasındaki ilişkinin araştırılmasında Granger Nedensellik Analizi kullanılmıştır. Granger nedensellik testi yapılırken gecikme uzunluğunun belirlenebilmesi için bir ön bilgi bulunmamaktadır. Literatürde gecikme değerleri, aylık veriler kullanılan çalışmalarda 12 ya da 24, mevsimsel veriler kullanılan çalışmalarda ise 4 ve 8 ya da 12 olmak üzere aynı büyüklükte ele alınmaktadır (Kadılar, 2000: 54). Bu analiz aşağıdaki iki denklem kullanılarak yapılmaktadır. (A) (B) Granger nedensellik analizi, yukarıdaki modellerde hata teriminden önce yer alan bağımsız değişkenin gecikmeli değerlerinin katsayılarının grup halinde sıfıra eşit olup olmadığı test edilerek yapılır. (A) nolu denklemdeki βi katsayıları belirli bir anlamlılık düzeyinde sıfırdan farklı bulunursa, X in Y nin nedeni olduğu sonucuna varılır. Benzer olarak (B) nolu denklemde δi katsayılarının belirli bir anlamlılık düzeyinde sıfırdan farklı olması da Y nin X in nedeni olduğunun göstergesidir. Bu durumda Y ile X arasında karşılıklı bir nedensellik ilişkisi var demektir. Sadece (A) nolu denklemdeki βi katsayıları sıfırdan farklı ise X den Y ye doğru tek yönlü, sadece (B) nolu denklemdeki δi katsayıları sıfırdan farklı ise Y den X e doğru tek yönlü nedensellik vardır. Hem βi hem de δi katsayılarının sıfırdan farklı olmaması ise bu iki değişken arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi olmadığının göstergesidir Durağanlık ve Birim Kök Testleri İlgilenilen bir büyüklüğün zaman içinde sıralanmış ölçümlerinin kümesine zaman serileri adı verilir ve { X1} olarak gösterilir (Newbold, 2000: 761). Zaman serileri, aylık, yıllık, dönemlik ve haftalık olabilir. Ayrıca sabit, artan, azalan ve dalgalı olmak üzere dört çeşidi olan zaman serilerini, yıllar itibariyle devamlı artan, devamlı azalan seriler oluşturur (Akın, 2002: 10). Eğer iki zaman serisi arasında bir ilişkiden bahsediliyor ve aralarında istatistiksel bakımdan anlamlı bir ilişki bulunuyorsa bu ilişkinin gerçek mi, yoksa sahte mi olduğunu anlamak için birim kok testi ile serilerin kaçıncı dereceden durağan olduklarını saptanması gerekmektedir. Eğer her iki seri de aynı dereceden durağan (bütünleşmiş) çıkıyorsa bu ilişki gerçek bir ilişkidir ve regresyon gerçektir denir. Bu serilere de eş bütünleşmiş seriler denir. Diğer bir anlatımla regresyonun gerçek olması için serilerin eş bütünleşmiş seriler (aynı dereceden durağan seriler) olması gerekir (Arısoy, 2005: 7-8). Durağan olmayan serilerin ekonometrik analizlerde kullanılabilmesi için, durağan hale getirilmesi gerekir. {Xt } serisi durağan değilse ve d.dereceden fark alınması ile durağan hale geliyorsa Xt ~ I (d) olarak gösterilir. Durağan olmayan serilerin durağan hale gelmesi için kaçıncı dereceden fark alınması gerektiği Dickey -Fuller (DF) ve Augmented Dickey-Fuller (ADF) testleri ile araştırılır.

10 {Xt } durağan olmayan serisinin d=1 dereceden durağan hale geldiği varsayılırsa, olarak yazılabilir. Burada u t ortalaması sıfır olan durağan bir seriyi ifade eder. Serinin birinci fark alınınca durağan hale gelip gelmediği ilk bakışta, regresyonunda a =1 eşitliğinin test edilmesi olarak görülmektedir. { Xt } serisi durağan olmayan bir seri olduğu için, a =1 eşitliğini Student t-istatistiğini kullanarak test etmek yanıltıcı sonuçlar verir. Buna alternatif olarak, { Xt } serisinin kaçıncı dereceden fark alma yolu ile durağan olacağını test etmek için Dickey- Fuller (1979) testi kullanılır. DF testi (2) nolu eşitlikte a =1 i test ettiği için, bu teste Birim Kök Testi denir. DF testinde (2) nolu eşitlik, olarak yazılır. Bu eşitlik, (1) (2) (3) (4) olarak yazılabilir. Burada 1+b =a dır. (3) nolu eşitlikte b negatif ise (2) nolu eşitlikte a sayısı 1 den küçük olacaktır. DF testi (3)nolu eşitliği kullanarak b nın negatif olup olmadığını test eder. DF testinde test hipotezleri, 442 olarak alınır. Hesaplanan test istatistiği olarak b katsayısına ait t-istatistiği kullanılır. Hesaplanan istatistiğini karsılaştırmak için ise tablo değeri olarak DF tablo değeri kullanılır. Eğer hesaplanan t-istatistiği tablo değerinden küçükse, H0 reddedilir ve alternatif hipotez kabul edilir. Eğer hesaplanan t-istatistiği tablo değerinden büyükse H0 kabul edilir. Test sonucu H0 hipotezi reddedilirse, b < 0 olup Xt serisi düzeyde, yani fark almadan durağan demektir. Bu durumda test hipotezleri, şeklinde kurulabilir. Eğer H0 hipotezi reddedilemez ise { Xt } serisi sıfırdan büyük bir derecede durağan hale geliyor demektir. Serinin 1.dereceden durağan olup olmadığı da, eşitliği kullanılarak test edilir. Burada da H0 hipotezi reddedilip alternatif hipotez olan b<0 kabul edilirse, D Xt serisi durağandır. Bu da Xt ~ I(1) olarak gösterilir. Bu test sonucunda da H0 hipotezi reddedilemiyorsa Xt ~ I(2) olup olmadığı test edilir. Bunun içinse; (5) (6)

11 eşitliği kullanılır. Bu ilsem { Xt } serisinin kaçıncı dereceden fark alma yolu ile durağan olduğunu bulana kadar veya { Xt } serisinin fark alma yöntemi ile durağan olamayacağı anlaşılana kadar devam eder. Genel olarak d=0, 1 ve 2 için test yapılır. DF testi sabit sayı içeren seriler için, yani (7) şeklindeki serilerin durağanlık testinde de kullanılır. Ayrıca zaman üzerinden trend içeren, (8) eşitliğine sahip serilerin testi de DF kullanılarak yapılır. DF testinin zayıf tarafı hata terimi olan u t de olabilecek bir oto korelasyonu dikkate almamasıdır. Hata terimi oto korelasyon içeriyorsa, DF testi için hesaplanan modeller yetersiz kalacaktır. Bu gibi durumlarda DF için hesaplanan regresyon denklemlerine bağımlı değişkenin gecikmeli halinin bağımsız değişken olarak eklenmesi gerekecektir. Böylece elde edilen teste Augmented DF (ADF) testi denir. (3) nolu eşitlik ADF testi için, 443 şeklinde yazılır. Bu modeldeki k, gecikme süresini gösterir ve hata teriminde ki oto korelasyonun yok edildiği en küçük gecikme sayısı olarak alınır. Birim kök testi DF testinde olduğu Xt yerine t X, Xt t X kullanılarak model tekrar hesaplanır. Bu durumda ADF testi, (9) modeli kullanılarak yapılır. ADF testi DF testinde olduğu gibi sabit sayı ve zaman trendi içeren seriler içinde kullanılır. Bu durumda, (10) ve (11) eşitlikleri kullanılarak ADF testi hesaplanır (Kanbur, 2007: 31-34) IHR Bağımlı Değişkeni İncelemesi (12)

12 Oto korelasyon ve kısmi oto korelasyon grafikleri aşağıdaki şekilde verilmiştir. Tüm gecikme değerleri incelendiğinde tam beyaz gürültü ön savı reddedilememektedir. Tablo 15: IHR Serisinin Oto Korelasyon ve Kısmi Oto Korelasyon Fonksiyonları Otokorelasyon Kısmî otokorelasyon AC PAC Q-Stat Prob **..** *.. * *.. * **..** **..** * * * *.. * ADF birim kök test sonuçlarına göre mutlak değerce t istatistikleri [t] ADF sonucundan küçük olduğundan IHR serisinin durağan olduğuna karar verilmiştir. Tablo 1: İhracat Serisi İçin Birim Kök (ADF) Testi (k=0) t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* Sabit Sabit&Trend Sabitsiz ve Trendsiz Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) tek yönlü olasılık değerleri ITH Bağımlı Değişkeni İncelemesi Oto korelasyon ve kısmi oto korelasyon grafikleri aşağıdaki şekilde verilmiştir. Tüm gecikme değerleri için incelendiğinde tam beyaz gürültü ön savı reddedilememektedir. Tablo 2: ITH serisinin Oto korelasyon ve Kısmi Oto korelasyon Fonksiyonları Otokorelasyon Kısmi otokorelasyon AC PAC Q-Stat Prob.**..** *.. * * **..** * **. *** *.. * **.. * **.. * *.. * * *

13 ADF birim kök test sonuçlarına göre mutlak değerce t istatistikleri [t] ADF sonucundan küçük olduğundan ITH serisinin durağan olduğuna karar verilmiştir. Tablo 3: İthalat Serisi İçin Birim Kök (ADF) Testi (k=0) t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* Sabit Sabit&Trend Sabitsiz ve Trendsiz Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) tek yönlü olasılık değerleri HACİM Bağımlı Değişkeni İncelemesi Oto korelasyon ve kısmi oto korelasyon grafikleri aşağıdaki şekilde verilmiştir. Tüm gecikme değerleri incelendiğinde tam beyaz gürültü ön savı reddedilememektedir. Tablo 4: HACIM serisinin Oto korelasyon ve Kısmi Oto korelasyon Fonksiyonları Otokorelasyon Kısmi otokorelasyon AC PAC Q-Stat Prob. *.. * *.. * * **..** *.. * **. *** * **.. ** *.. * * * ADF birim kök test sonuçlarına göre mutlak değerce t istatistikleri [t] ADF sonucundan küçük olduğundan HACIM serisinin durağan olduğuna karar verilmiştir. Tablo.5: Dış Ticaret Hacmi Serisi İçin Birim Kök (ADF) Testi (k=0) t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* Sabit Sabit&Trend Sabitsiz ve Trendsiz - Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) tek yönlü olasılık değerleri.

14 DENGE Bağımlı Değişkeni İncelemesi Oto korelasyon ve kısmi oto korelasyon grafikleri aşağıdaki şekilde verilmiştir. Tüm gecikme değerleri için incelendiğinde tam beyaz gürültü ön savı reddedilememektedir. Tablo 6: DENGE serisinin Oto korelasyon ve Kısmi Oto korelasyon Fonksiyonları Otokorelasyon Kısmi otokorelasyon AC PAC Q-Stat Prob ***. *** *..** * *..** ** *. *** ** * *.. * *.. * * *.. * ADF birim kök test sonuçlarına göre mutlak değerce t istatistikleri [t] ADF sonucundan küçük olduğundan DENGE serisinin durağan olduğuna karar verilmiştir. Tablo 7: Dış Ticaret Dengesi Serisi İçin Birim Kök (ADF) Testi (k=0) t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* Sabit Sabit&Trend Sabitsiz ve Trendsiz - Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) tek yönlü olasılık değerleri SAGP Bağımsız Değişkeni İncelemesi Oto korelasyon ve kısmi oto korelasyon grafikleri aşağıdaki şekilde verilmiştir. Tüm gecikme değerleri için incelendiğinde tam beyaz gürültü ön savı reddedilmektedir. Tablo 8: SAGP serisinin Oto korelasyon ve Kısmi Oto korelasyon Fonksiyonları Otokorelasyon Kısmi otokorelasyon AC PAC Q-Stat Prob. *******. ******* ******. * ******. *

15 . *****. * ****. * ***. * **.. * *.. * * * * ** SAGP serisinin k=1,2,3 36 gecikme için hesaplanan oto korelasyon ve kısmi oto korelasyon tablosu yukarıda verilmiştir. Oto korelasyon değerlerinin mevsimsellik gösterdiği, kısmi oto korelasyon değerlerinin ise 1. dereceden aniden kaybolduğu görülmektedir. Serinin durağan olmadığı savı güç kazanmaktadır.modelin zaman serisi sürecinin ARMA(p,q) olduğuna karar verilmiştir. Zaman serisi modeli seçiminde yararlanılan kriterler; Eğer oto korelasyon katsayıları düzenli bir şekilde geometrik olarak azalıyorsa ve kısmi oto korelasyon katsayıları p. derece aniden kayboluyorsa zaman serisi süreci AR(p), Eğer kısmi oto korelasyon katsayıları düzenli bir şekilde geometrik olarak azalıyorsa ve oto korelasyon katsayıları q. derece aniden kayboluyorsa zaman serisi süreci MA(q), 447 Eğer oto korelasyon katsayıları mevsimsellik gösteriyorsa ARMA(p,q) modeline aittir. Uygulanan ADF testi sonucuna göre serinin durağan olmadığı görülmektedir. ADF test istatistiği (-0,667222) mutlak değerce 0,01, 0,05, 0,1 önem düzeylerinin mutlak değerce kritik t istatistiklerinden daha küçük olduğundan durağan olmadığı sonucuna varılmaktadır. Serinin 1. derecede farkı (k=1) alınarak yapılan birim kök testi sonucu serinin durağan hale geldiği görülmektedir. Tablo 9: SAGP Serisinin İçin Birim Kök (ADF) Testi (k=0) t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* Sabit Sabit&Trend Sabitsiz ve Trendsiz Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) tek yönlü olasılık değerleri. Tablo 10: SAGP Serisinin İçin Birim Kök (ADF) Testi (k=1) t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* t-statistic Prob.* Sabit Sabit&Trend Sabitsiz ve Trendsiz Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) tek yönlü olasılık değerleri.

16 SAGP serisinin bir gecikmeli değişimi göz önünde bulundurularak logaritmik dönüşüm uygulanmıştır. Bunun amacı serinin özelliklerini daha iyi incelemek ve seriyi durağan hale getirmektir.1983 ve 2011 döneminden elde edilen SAGPve diğer tüm bağımlı değişken değerleri için seri değişimi hesaplanmıştır. Seri değişimi logaritmik birinci derece farklar alınarak; formülü ile hesaplanmaktadır. Burada t yılındaki değişken değeri değişimi, ise t yılındakideğişken değerini göstermektedir. Bu işlemle serinin durağanlığının sağlanması amaçlandığı gibi aynı zamanda serideki değişimin yıllık bazda elde edilmesi hedeflenmiştir (Gökçe, 2001: 41). Yeni değişken logaritmik dönüşümü yapılan satın alma gücü paritesi değişimi serisi LSAGP adını almıştır. SAGP serisi ile ilgili yapılan tüm analizler bu dönüşüme göre düzenlenmiştir Bağımlı Değişkenlerin White Testi-BreuschGodfrey LM Testleri İhracat modeli için; Modelin değişen varyans içerip içermediği White testi ile incelenmiştir. P=0,710>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek değişen varyans olmadığı tespit edilmiştir. Tablo 11: Artıkların White Testi Değişen Varyans Testi: White 448 F-statistic Prob. F(2,24) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) Modelde oto korelasyon olup olmadığı Breusch-Godfrey LM testi ile test edilmiştir. LM testi sonucunda p=0,688>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek seride oto korelasyon olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Tablo 12: Artıkların LMTesti Breusch-Godfrey LM Test: F-statistic Prob. F(2,23) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) İthalat modeli için; Modelin değişen varyans içerip içermediği White testi ile incelenmiştir. P=0,962>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek değişen varyans olmadığı tespit edilmiştir. Tablo 13: Artıkların White Testi Değişen Varyans Testi: White F-statistic Prob. F(2,24) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2)

17 Modelde oto korelasyon olup olmadığı Breusch-Godfrey LM testi ile test edilmiştir. LM testi sonucunda p=0,574>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek seride oto korelasyon olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Tablo 14: Artıkların LMTesti Breusch-Godfrey LM Test: F-statistic Prob. F(2,23) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) Hacim modeli için; Modelin değişen varyans içerip içermediği White testi ile incelenmiştir. P=0,864>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek değişen varyans olmadığı tespit edilmiştir. Tablo 15: Artıkların White Testi Değişen Varyans Testi: White F-statistic Prob. F(2,24) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) Modelde oto korelasyon olup olmadığı Breusch-Godfrey LM testi ile test edilmiştir. LM testi sonucunda p=0,665>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek seride oto korelasyon olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Tablo 16: Artıkların LMTesti Breusch-Godfrey LM Test: F-statistic Prob. F(2,23) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) Denge modeli için; Modelin değişen varyans içerip içermediği White testi ile incelenmiştir. P=0,967>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek değişen varyans olmadığı tespit edilmiştir. Tablo 17: Artıkların White Testi Değişen Varyans Testi: White F-statistic Prob. F(2,24) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) Modelde oto korelasyon olup olmadığı Breusch-Godfrey LM testi ile test edilmiştir. LM testi sonucunda p=0,577>0,05 olduğundan yokluk hipotezi kabul edilerek seride oto korelasyon olmadığı sonucuna ulaşılmıştır.

18 Tablo 18: Artıkların LMTesti Breusch-Godfrey LM Test: F-statistic Prob. F(2,23) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(2) SGP nin Dış Ticaret Göstergeleri ile İlişkisi Modele alınacak bağımlı değişkenler olan ihracat-ithalat, dış ticaret dengesi ve dış ticaret hacmi değişkenlerinin birim kök analizleri sonucunda tüm değişkenlerin sabitli, trendli&sabitli ve sabitsiz&trendsiz modellerde durağan olduğu görülmektedir. Regresyon modeline alınan bu değişkenlerle ilgili fark işlemi yapılmayacaktır. Recep Tarı (2010), kullanılan serilerin aynı mertebeden durağan olması sonucunda aralarında uzun dönem denge ilişkisinin araştırılabileceğini belirtmiştir. Uzun dönem denge ko-entegrasyon ya da eş bütünleşme ismiyle kullanılmaktadır. Eş bütünleşme analizi sonuçları sonradan kullanılacak olan tüm regresyon analizi verilerinin gerçek formunu belirler. Eğer zaman serisi eş bütünleşmiş değilse birinci farkları alınan seriler tüm test verileri için uygundur (Mencet vd.,2006: 12). 450 Eş bütünleme testinde Johansen tarafından geliştirilen metodoloji kullanılmaktadır. Bu metodoloji i=1 p şeklinde düşünüldüğünde VAR (VectorAutoregressive) denklemi t dönemindeki sabit ve trend katsayısı ve hata terimi olmak üzere ; şeklinde ve eğer durağan olmayan bir seri ise yenilenen VAR denklemi; şeklinde olacaktır (Zhangand Cui, 2008: 262).,, Bağımlı değişkenler ile bağımsız değişken SAGP arasındaki durağanlık dereceleri farklı olduğundan Johansen Cointegration (Johansen Eş Bütünleşme) Testi uygulanmasına gerek görülmemiştir Regresyon Denklemleri Bağımlı değişkenlerin özelliklerinin daha iyi incelenmesi ve durağan hale gelmesini sağlamak amacıyla logaritmik dönüşüm uygulanmıştır. Bu işlemden sonra LIHR, LITH, LHACIM, LDENGE adlarını alan serilerle SAGP değerlerindeki değişimin etkisi zaman serileri metoduyla incelenecektir.

19 Modellerin denklemleri; İhracat(LIHR) için; LIHR= C(1) + C(2)*D(LSAGP) şeklindedir. Bu denkleme göre hesaplanan regresyon analizi sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir. Tablo 19: Regresyon Modeli (İhracat) Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C D(LSAGP) R-squared Meandependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaikeinfocriterion Sumsquaredresid Schwarzcriterion Loglikelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Model sonuçlarında görüldüğü gibi dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamsız bulunmuştur (p=0,827>0,05). Satın alma gücü paritesindeki değişimini hracattaki değişimi açıklama yüzdesi %0,1 olarak hesaplanmıştır. Model denklemi; LIHR = *D(LSAGP) İthalat(LITH) için; LITH= C(1) + C(2)*D(LSAGP) şeklindedir. Bu denkleme göre hesaplanan regresyon analizi sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir. Tablo 20: Regresyon Modeli (İthalat) Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C D(LSAGP) R-squared Meandependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaikeinfocriterion Sumsquaredresid Schwarzcriterion

20 Loglikelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Model sonuçlarında görüldüğü gibi dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamlı bulunmuştur (p=0,009<0,05). Satın alma gücü paritesindeki değişimin ithalattaki değişimi açıklama yüzdesi %23,7 olarak hesaplanmıştır. Model denklemi; LITH = *D(LSAGP) Satın alma gücü paritesinin ithalat üzerindeki etkisi negatiftir. SAGP 1 birim arttığında, ithalat 1,05 birim azalmaktadır Hacim(LHACIM) için; LHACIM= C(1) + C(2)*D(LSAGP) şeklindedir. Bu denkleme göre hesaplanan regresyon analizi sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir. Tablo 21: Regresyon Modeli (Hacim) Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C D(LSAGP) R-squared Meandependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaikeinfocriterion Sumsquaredresid Schwarzcriterion Loglikelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Model sonuçlarında görüldüğü gibi dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamlı bulunmuştur (p=0,04<0,05). Satın alma gücü paritesindeki değişimin dış ticaret hacminde ki değişimi açıklama yüzdesi %15,8 olarak hesaplanmıştır. Model denklemi; LHACIM = *D(LSAGP) Satın alma gücü paritesinin dış ticaret hacmi üzerindeki etkisi negatiftir. SAGP 1 birim arttığında, hacim0,66 birim azalmaktadır Denge(LDENGE) için; LDENGE= C(1) + C(2)*D(LSAGP) şeklindedir. Bu denkleme göre hesaplanan regresyon analizi sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir.

21 Tablo 22: Regresyon Modeli (Denge) Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. C D(LSAGP) R-squared Meandependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaikeinfocriterion Sumsquaredresid Schwarzcriterion Loglikelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Model sonuçlarında görüldüğü gibi dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamlı bulunmuştur (p=0,001<0,05). Satın alma gücü paritesindeki değişimin dış ticaret dengesindeki değişimi açıklama yüzdesi %35,6 olarak hesaplanmıştır. Model denklemi; LDENGE = *D(LSAGP) Satın alma gücü paritesinin dış ticaret hacmi üzerindeki etkisi negatiftir. SAGP 1 birim arttığında, denge3,15 birim azalmaktadır. 5. Granger Nedensellik Testi Sonuçları Granger nedensellik analizi önceki bölümde bahsedildiği gibi seriler arasında nedensellik ilişkisi var ise nedenselliğin yönünü belirlemek ve kurulacak modelde bağımlı ve bağımsız değişkenleri belirlemek için kullanılmaktadır. Granger nedensellik testi yapılırken gecikme uzunluğunun belirlenmesi için bir önbilgi bulunmamaktadır. Literatürde gecikme değerleri aylık veriler kullanılan çalışmalarda 12 ya da 24, mevsimsel veriler kullanılan çalışmalarda ise 4 ve 8 yada 12 olmak üzere aynı büyüklükte ele alınmaktadır. Değişkenler arasında nedensellik olup olmadığını incelemek amacıyla Granger Causality Testi analiz edilmiş ve sonuçları aşağıdaki tabloda verilmiştir. Değişkenlerin p değerleri 0,05 ten büyük olduğundan yokluk hipotezi olan Değişkenler birbirlerinin Granger nedeni değildir hipotezi kabul edilmektedir. Değişkenler arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi söz konusu değildir. Tablo 23: Regresyon Modeli için Granger Nedensellik Testi 453 NullHypothesis: Obs F-Statistic Probability LIHR does not GrangerCause D(LSAGP) D(LSAGP) does not GrangerCause LIHR LITH does not GrangerCause D(LSAGP)

22 D(LSAGP) does not GrangerCause LITH LDENGE does not GrangerCause D(LSAGP) D(LSAGP) does not GrangerCause LDENGE LHACIM does not GrangerCause D(LSAGP) D(LSAGP) does not GrangerCause LHACIM LITH does not GrangerCause LIHR LIHR does not GrangerCause LITH LDENGE does not GrangerCause LIHR LIHR does not GrangerCause LDENGE LHACIM does not GrangerCause LIHR LIHR does not GrangerCause LHACIM LDENGE does not GrangerCause LITH LITH does not GrangerCause LDENGE LHACIM does not GrangerCause LITH LITH does not GrangerCause LHACIM LHACIM does not GrangerCause LDENGE LDENGE does not GrangerCause LHACIM Sonuç Çalışmamızda satın alma gücü ile dış ticaret arasındaki ampirik ilişki, dönemleri için yıllık veriler kullanılarak ekonometrik modelle sınanmıştır. Eş bütünleşme testinin yapılabilmesi için gerekli koşulların sağlanıp sağlanmadığı test edilmiştir. ADF (Augmented Dickey-Fuller) birim kök testleri ile durağanlık analizleri yapılarak, serilerin aynı derecede durağan olması sağanmış ve Johansen Eş Bütünleşme Testi araştırması yapılmıştır. Eş bütünleşme ilişkileri tespit edilerek Granger nedensellik analizi ile etkileşimin yönü tespit edilmeye çalışılmıştır. Birim kök analizlerine göre, ihracat, ithalat, hacim ve denge bağımlı değişkenleri incelenerek durağan olduklarına karar verilmiştir. İhracat, ithalat, hacim ve denge bağımlı değişkenleri için modelde oto korelasyon olup olmadığı Breusch-Godfrey LM testi ile test edilmiştir.lm testi sonucunda seride oto korelasyon olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Satın alma gücü paritesi ile dış ticaret verileri ilişkisi regresyon denklemiyle incelenmiştir. İhracat için model sonuçlarına göre dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamsız bulunmuştur. Fakat ithalat için model sonuçlarında görüldüğü gibi dış ticaret verilerindeki değişimin satın alma gücü paritesindeki değişime etkisi anlamlı bulunmuştur. Satın alma gücü paritesinin ithalat üzerindeki etkisi negatiftir. SAGP 1 birim arttığında, ithalat 1,05 birim azalmaktadır. Ayrıca satın alma gücü paritesinin dış ticaret hacmi ve dış ticaret dengesi üzerindeki etkisi negatiftir.

23 Değişkenler arasında nedensellik olup olmadığını incelemek amacıyla GrangerCausality Testi analiz edilmiş ve değişkenlerin p değerleri 0,05 ten büyük olduğundan yokluk hipotezi olan Değişkenler birbirlerinin Granger nedeni değildir hipotezi kabul edilmiştir. Değişkenler arasında herhangi bir nedensellik ilişkisi söz konusu değildir. KAYNAKLAR Akın, Fahamet, (2002), Sosyal Bilimlerde İstatistik, (1. Basım), Bursa: Ekin Kitabevi. Arısoy, İbrahim, (2005), Türkiye de Kamu Harcamaları ve Ekonomik Büyüme İlişkisi ( ). Ankara: Türkiye Ekonomi Kurumu Yayınları. Aydın, Suat (2004), Faiz Oranları Oynaklığının ModellenmesindeKoşullu Değişen Varyansın Rolü, Uzmanlık Yeterlilik Tezi, Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası Piyasalar Genel Müdürlüğü, Ankara. Cuddington, John T. ve Hong Liang, (2000), Puchasing Power Parity Over Two Countries?, Journal Of International Money and Finance, Doğanlar, Murat, Bal, Harun ve Özmen, Mehmet, (2004), Uluslar arası Ticaret ve Türkiye nin İhracat Fonksiyonu, Manas Üniversitesi S.B.E. Dergisi, Sayı:7, Dornbush, Rudiger, (1976), Expectationsand Exchange Rates Dynamics, Journal of Political Economy, 84, Engle Robert F. ve Granger, C.W.J. (1987), Co-integrationandErrorCorrection: Representation, Estimation, andtesting, Econometrica, Volume:55, Issue Erlat, Güzin, ve Erlat, Halit, (1998), Real Exchange Rates, the real Interest Differential and the terms of Trade: THE Turkish Case, Yapı Kredi Ekonomik Review, 9,1, Gökçe, Atilla (2001), İstanbul Menkul Kıymatler Borsası Getirilerindeki Volatilitenin ARCH Teknikleri ile Ölçülmesi, G.Ü. İ.İ.B.F. Dergisi, 1/2001, Gürbüz, Hüseyin ve Çekerol, Kamil, (2002), Reel Döviz Kuru ile dış ticaret haddi ve bileşenleri arasındaki uzun dönem ilişki. Afyon Kocatepe Üniversitesi, İ.İ.B.F. Dergisi C.IV, S.2, Aralık. Kadılar, Cem, (2000), Uygulamalı Çok Değişkenli Zaman Serileri Analizi, Ankara: Gazi Üniversitesi Yayınları. Kanbur, Ayşe, Nesligül, (2007), 1980 Sonrası Türkiye de Satın Alma Gücü Paritesi, Yüksek Lisans Tezi, Marmara Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü, İstanbul Kapusuzoğlu Ayhan ve Karan Mehmet Baha (2010), Gelişmekte Olan Ülkelerde Elektrik Tüketimi ile Gayri Safi YurtİçiHasıla (GSYİH) Arasındaki Eş-Bütünleşme ve Nedensellik İlişkisinin Analizi: Türkiye Üzerine Ampirik Bir Çalışma, İşletme ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi, 3, Mencet, M. Nisa, Fırat M. Ziya ve Sayın Cengiz, (2006), Cointegration analysis of wine export prices for France, Greece and Turkey, EAAE Seminar Marketing Dynamics with in the Global Trading System. Menon, Jayant, (1994), Exchange rates and Prices of Australian Manufactured Exports, Weltwirtschaftliches Archive,

24 Metin, Nurcan ve Apak, Sudi, (2009), The Impact of Purchasing Power Parity on Auto Foreign Trade, Quality and Quantity International Journal of Methodology, 43,6, , November, Newbold, Paul, (2000), İşletme ve İktisat için İstatistik, (Çeviren: Ümit Şenesen). İstanbul: Literatür Yayınları. Öztürk Nurettin ve Fitöz Esra, (2009), Türkiye de Konut Piyasasının Belirleyicileri: Ampirik Bir Uygulama. ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cilt 5, Sayı 10, s Rose, Andrew, K. ve Yellen, Janet, L. (1989), Is there a J-Curve?, Journal of MonetaryEconomics, 24, Sivri U, Usta C. (2001), Reel Döviz Kuru, İhracat ve İthalat Arasındaki İlişki. Uludağ Üniversitesi İ.İ.B.F. Dergisi, Cilt:19, Sayı: 4, 1-9. Sukar, Abdul-Hamid, and Hassan, Seid. (2001), US ExportsAnd Time-Varying Volatility of Real Exchange Rate. Global Finance Journal, 12: Tarı, Recep (2011), Ekonometri, (7. Basım), İstanbul: Umuttepe Yayınları. Taş, İsmail (2013), Büyümenin Dinamiği Üzerine Bir Nedensellik Analizi, Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, The Journal of Academic Social Science, Yıl 1, Sayı 1, s T.C. Başbakanlık Devlet İstatistik Enstitüsü. (1999), Satın Alma Gücü ile Milli Gelir Sorularla İstatistikler Dizisi 1. (1. Basım), Ankara: Devlet İstatistik Enstitüsü Matbaası. 456 Yamak, Rahmi ve Korkmaz, Abdurrahman, (26-27 Mayıs 2005), Reel Döviz Kuru ve Dış Ticaret Dengesi İlişkisi: Kritik Elastikiyetler (Marshall-Lerner) Şartı, VII. Ulusal Ekonometri ve İstatistik Sempozyumu, İstanbul Üniversitesi İktisat Fakültesi. Yanıkkaya, Halit, (2001), The Influence of Real Exchange Rates on Turkish Agricultural Exports, Gazi Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 2, Zengin, Ahmet, (2001), Reel Döviz Kuru Hareketleri ve Dış Ticaret Fiyatları: Türkiye Ekonomisi üzerine Ampirik Bulgular, C.Ü.İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi C. 2, S. 2, Ekim

TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere değişkenlere ait veriler verilmiştir.

TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere değişkenlere ait veriler verilmiştir. EKONOMETRİ II Uygulama - Otokorelasyon TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere Tuketim 58 Gelir 3959 Fiyat 312 değişkenlere ait veriler verilmiştir. 56 3858

Detaylı

A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri

A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri Durum I: Kırılma Tarihinin Bilinmesi Durumu Kırılmanın bilinen bir tarihte örneğin tarihinde olduğunu önceden bilinmesi durumunda uygulanır. Örneğin,

Detaylı

Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi

Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ www.dergipark.gov.tr/turkjans Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi Ergün ŞİMŞEK Amasya Üniversitesi Amasya

Detaylı

Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.

Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. b tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.

Detaylı

Türkiye de Tarımsal Üretim ile Tarımsal Kredi Kullanımı Arasındaki Nedensellik İlişkisi

Türkiye de Tarımsal Üretim ile Tarımsal Kredi Kullanımı Arasındaki Nedensellik İlişkisi Araştırma Makalesi / Research Article Iğdır Üni. Fen Bilimleri Enst. Der. / Iğdır Univ. J. Inst. Sci. & Tech. 4(1): 67-72, 2014 Iğdır Üniversitesi Fen Bilimleri Enstitüsü Dergisi Iğdır University Journal

Detaylı

0, model 3 doğruysa a3. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.

0, model 3 doğruysa a3. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 2 ÇÖZÜM (Örgün ve İkinci Öğretim için) 1987-2006 yıllarına ait GSYH, YATIRIM ve FAİZ verileri kullanılarak elde edilen sonuçlar şu şekildedir: Yuvalanmamış-F Testi Model 1: YATIRIM

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU İLE DIŞ TİCARET HADDİ VE

REEL DÖVİZ KURU İLE DIŞ TİCARET HADDİ VE REEL DÖVİZ KURU İLE DIŞ TİCARET HADDİ VE BİLEŞE LERİ ARASI DAKİ UZU DÖ EM İLİŞKİ Yrd.Doç.Dr. Hüseyin GÜRBÜZ * Yrd.Doç.Dr. Kamil ÇEKEROL ** ÖZET Bu makalede, döviz kuru değişiklikleri ile ticaret hadleri

Detaylı

HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ

HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ Kastamonu Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Nisan 2016, Sayı:12 HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ Selçuk KENDİRLİ 1 Muhammet ÇANKAYA 2 Özet:

Detaylı

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20 ABD nin 1966 ile 1985 yılları arasında Y gayri safi milli hasıla, M Para Arazı (M) ve r faiz oranı verileri aşağıda verilmiştir. a) Y= b 1 +b M fonksiyonun spesifikasyon hatası taşıyıp taşımadığını Ramsey

Detaylı

EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI

EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI Aşağıdaki verileri EVIEWS paket programına aktarınız. Veri setini tanımladıktan sonra aşağıda istenen soruları bu verileri kullanarak

Detaylı

Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı

Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı 1. Proje Kapsamında Eğitim Talep Edilmiş ise, Eğitimin İçeriği Hakkında bilgi veriniz. Ekonometri alanı iktisat teorisi, işletme, matematik ve istatistiğin birleşmesiyle

Detaylı

TÜRKİYE, KURU İNCİR İHRACATININ EKONOMETRİK ANALİZİ. AN ECONOMETRIC ANALYSIS OF DRIED FIGS EXPORT in TURKEY

TÜRKİYE, KURU İNCİR İHRACATININ EKONOMETRİK ANALİZİ. AN ECONOMETRIC ANALYSIS OF DRIED FIGS EXPORT in TURKEY Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Y.2017, C.22, S.2, s.439-448. Suleyman Demirel University The Journal of Faculty of Economics and Administrative Sciences Y.2017,

Detaylı

Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.

Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. β tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.

Detaylı

Faiz Döviz Kuru İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Çalışma

Faiz Döviz Kuru İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Çalışma Faiz Döviz Kuru İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Çalışma Bünyamin DEMİRGİL 1, Coşkun KARACA 2 Özet Faiz oranları önemli bir makroekonomik fiyat olarak ekonomi üzerinde önemli etkiler meydana getirmektedir.

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ ( )

REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ ( ) REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1997-2015) Yasemin YURTOĞLU Gazi Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, İşletme Bölümü Doktora Öğrencisi yaseminyurtoglu@hotmail.com

Detaylı

Türkiye de Ticaret, Ulaşım, Finans Ve Konut Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz

Türkiye de Ticaret, Ulaşım, Finans Ve Konut Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Türkiye de Ticaret, Ulaşım, Finans Ve Konut Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Dr. Yüksel OKŞAK 1 1 Uludağ Üniversitesi İnegöl MYO, yukseloksak@uludag.edu.tr,

Detaylı

500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ. YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ. Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği

500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ. YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ. Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği İSTANBUL TEKNİK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ 500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği Programı

Detaylı

Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında Ardışık Bağıntı (Serial Correlation) ve Değişen Varyans

Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında Ardışık Bağıntı (Serial Correlation) ve Değişen Varyans Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri II Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında

Detaylı

MEVDUAT FAİZ ORANLARINDAKİ DEĞİŞKENLİĞİN KREDİ HACMİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİNE YÖNELİK BİR ARAŞTIRMA 1

MEVDUAT FAİZ ORANLARINDAKİ DEĞİŞKENLİĞİN KREDİ HACMİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİNE YÖNELİK BİR ARAŞTIRMA 1 MEVDUAT FAİZ ORANLARINDAKİ DEĞİŞKENLİĞİN KREDİ HACMİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİNE YÖNELİK BİR ARAŞTIRMA 1 Ali BAYRAKDAROĞLU Doç. Dr., Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi Gülşah Coşar AYDIN Özet Bu çalışma, mevduat

Detaylı

BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER

BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER Birden çok bağımlı değişkenin yer aldığı modelleri incelemek amacıyla kullanılan modeller Birden Çok Bağımlı Değişkenli Regresyon Modelleri ya da kısaca MRM ler

Detaylı

ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER

ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER ZAMAN SERİLERİ VE TEMEL KAVRAMLAR Bir zaman serisi, bir değişkenin zaman içindeki hareketini gözlemler. Değişkenlere ilişkin değerler aylık, üç aylık,

Detaylı

EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8)

EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8) EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8) BAŞLANGIÇ Yeni bir dosya (workfile) yaratma Adım 1. Ana menüden File/New/Workfile ı seçin Adım 2. Workfile structure type ne tür veri kullandığınızı gösterir. ÖR1. Zaman serisi

Detaylı

Sosyal Bilimler Dergisi / The Journal of Social Science

Sosyal Bilimler Dergisi / The Journal of Social Science ISSN: 2149-0821 Sosyal Bilimler Dergisi / The Journal of Social Science Yıl: 5, Sayı: 20, Şubat 2018, s. 473-497 Hüseyin USLU Erciyes Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, İktisat Ana Bilim Dalı, Yüksek

Detaylı

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU.HAL: Sabit Terimlerin Farklı Eğimlerin Eşit olması Yi = b+ b2di + b3xi + ui E(Y Di =,X i) = b + b3xi E(Y Di

Detaylı

PETROL PRICE DEVELOPMENTS IN THE ANALYSIS OF THE EFFECTS OF TURKEY'S CURRENT ACCOUNT DEFICIT

PETROL PRICE DEVELOPMENTS IN THE ANALYSIS OF THE EFFECTS OF TURKEY'S CURRENT ACCOUNT DEFICIT Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Y.2009, C.14, S.3 s.289-299. Suleyman Demirel University The Journal of Faculty of Economics and Administrative Sciences Y.2009,

Detaylı

T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR:

T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR: T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR: 2120703360 KÜBRA İNAN 2120703321 EDA ZEYNEP KAYA EDİRNE

Detaylı

Türkiye de Ar-Ge, Patent ve Ekonomik Büyüme İlişkisi ( )

Türkiye de Ar-Ge, Patent ve Ekonomik Büyüme İlişkisi ( ) B.E.A. TÜRKİYE DE AR-GE, PATENT VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ (1970-2012) YALOVA SOSYAL BİLİMLER DERGİSİ 127 Türkiye de Ar-Ge, Patent ve Ekonomik Büyüme İlişkisi (1970-2012) Mehmet KARAKAŞ 1* Mehmet ADAK

Detaylı

Türkiye de İmalat, Madencilik, Enerji Ve İnşaat Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz

Türkiye de İmalat, Madencilik, Enerji Ve İnşaat Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Türkiye de İmalat, Madencilik, Enerji Ve İnşaat Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Dr. Yüksel OKŞAK 1 1 Uludağ Üniversitesi İnegöl MYO, yukseloksak@uludag.edu.tr,

Detaylı

Türkiye nin Fasıllara Göre İthalat Talep Fonksiyonunun Ekonometrik Tahmini

Türkiye nin Fasıllara Göre İthalat Talep Fonksiyonunun Ekonometrik Tahmini Çukurova Üniversitesi İİBF Dergisi Cilt:16.Sayı:2.Aralık 2012 ss.95-110 Türkiye nin Fasıllara Göre İthalat Talep Fonksiyonunun Ekonometrik Tahmini Econometric Estimation of Sectoral Import Demand Function

Detaylı

Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması

Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması Tablo da yer alan verileri kullanarak aşağıdaki ilgili soruları cevaplayınız. Yıllar Yatırım GSYH Faiz 1987 18491 747 45 1988 78 7495 54 1989 5187 8014

Detaylı

9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir?

9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir? 9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir? Ardışık bağımlılık sorunu, hata terimleri arasında ilişki olmadığı (E(u i,u j ) = 0, i j) varsayımının geçerli olmamasıdır.

Detaylı

KONUT ELEKTRiK TALEP DENKLEMiNiN TAHMiNi: Türkiye Örneği, 1950-1991 (*)

KONUT ELEKTRiK TALEP DENKLEMiNiN TAHMiNi: Türkiye Örneği, 1950-1991 (*) EKONOMİK YAKLAŞlM 71 KONUT ELEKTRiK TALEP DENKLEMiNiN TAHMiNi: Türkiye Örneği, 1950-1991 (*) Rahmi YAMAK* * Bayram GÜNGÖR * * * GiRiŞ Bir çok ülkede olduğu gibi, Türkiye'de de konut elektrik tüketiminin

Detaylı

Türkiye ve Avrupa Fındık Fiyatları ve Döviz Kuru Arasındaki Nedensellik İlişkisi *

Türkiye ve Avrupa Fındık Fiyatları ve Döviz Kuru Arasındaki Nedensellik İlişkisi * U. Ü. ZİRAAT FAKÜLTESİ DERGİSİ, 2008, Cilt 22, Sayı 2, 47-56 (Journal of Agricultural Faculty of Uludag University) Türkiye ve Avrupa Fındık Fiyatları ve Döviz Kuru Arasındaki Nedensellik İlişkisi * Gülistan

Detaylı

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin

Detaylı

ÖZGEÇMİŞ VE ESERLER LİSTESİ. Derece Bölüm/Program Üniversite Yıl Lisans Siyasal Bilgiler Fakültesi / Ankara Üniversitesi 1992

ÖZGEÇMİŞ VE ESERLER LİSTESİ. Derece Bölüm/Program Üniversite Yıl Lisans Siyasal Bilgiler Fakültesi / Ankara Üniversitesi 1992 Adı Soyadı: Hasan VERGİL Ünvanı: Prof. Dr. Öğrenim Durumu: ÖZGEÇMİŞ VE ESERLER LİSTESİ Derece Bölüm/Program Üniversite Yıl Lisans Siyasal Bilgiler Fakültesi / Ankara Üniversitesi 1992 İktisat Bölümü Y.

Detaylı

İstatistik ve Olasılık

İstatistik ve Olasılık İstatistik ve Olasılık KORELASYON ve REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. İrfan KAYMAZ Tanım Bir değişkenin değerinin diğer değişkendeki veya değişkenlerdeki değişimlere bağlı olarak nasıl etkilendiğinin istatistiksel

Detaylı

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s. 455-465 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 21.09.2017 13.11.2017 Arş. Gör. Fatma Esra

Detaylı

Anahtar Kelimeler: Döviz Kuru, Döviz Kuru Oynaklığı, Dış Ticaret Hacmi

Anahtar Kelimeler: Döviz Kuru, Döviz Kuru Oynaklığı, Dış Ticaret Hacmi DÖVĠZ KURU SEVĠYESĠ ve OYNAKLIĞININ DIġ TĠCARET AKIMLARI ÜZERĠNE ETKĠSĠ: ĠMALAT SANAYĠ SEKTÖRÜ ÖRNEĞĠ A.Beyhan AKAY 1 Mehmet ZANBAK 2 Özet 7 li yılların başlarında dalgalı döviz kuru rejimine geçişle beraber,

Detaylı

AN APPLICATION TO EXAMINE THE RELATIONSHIP BETWEEN REIT INDEX AND SOME FIRM SPECIFIC VARIABLES.

AN APPLICATION TO EXAMINE THE RELATIONSHIP BETWEEN REIT INDEX AND SOME FIRM SPECIFIC VARIABLES. FİRMAYA ÖZGÜ DEĞİŞKENLERLE GAYRİMENKUL YATIRIM ORTAKLIKLARI (GYO) GETİRİSİ ARASINDAKİ İLİŞKİYİ İNCELEMEYE YÖNELİK BİR UYGULAMA 1 Cumhur ŞAHİN Arş. Grv., Bilecik Şeyh Edebali Üniversitesi, İİBF, İşletme

Detaylı

TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ Rüstem YANAR Yrd.Doç.Dr., Gaziantep Üniv. İİBF, İktisat Bölümü E-posta: yanar@gantep.edu.tr Güldem KERİMOĞLU Gaziantep Üniv. SBE E-posta:

Detaylı

ADMIT: Öğrencinin yüksek lisans programına kabul edilip edilmediğini göstermektedir. Eğer kabul edildi ise 1, edilmedi ise 0 değerini almaktadır.

ADMIT: Öğrencinin yüksek lisans programına kabul edilip edilmediğini göstermektedir. Eğer kabul edildi ise 1, edilmedi ise 0 değerini almaktadır. Uygulama-2 Bir araştırmacı Amerika da yüksek lisans ve doktora programlarını kabul edinilmeyi etkileyen faktörleri incelemek istemektedir. Bu doğrultuda aşağıdaki değişkenleri ele almaktadır. GRE: Üniversitelerin

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ Abdulkadir KAYA Ünal GÜLHAN Bener GÜNGÖR Öz Bu çalışmada, finansal piyasalardaki gelişmelerin ekonomik büyümeye katkıda bulunduğunu iddia eden

Detaylı

DÖVİZ KURU DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

DÖVİZ KURU DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Fırat Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Fırat University Journal of Social Science Cilt: 15, Sayı: 2, Sayfa: 219-228, ELAZIĞ-2005 DÖVİZ KURU DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Exchange Rate Foreign

Detaylı

BİLECİK ÜNİVERSİTESİ AKADEMİK ÖZGEÇMİŞ FORMU

BİLECİK ÜNİVERSİTESİ AKADEMİK ÖZGEÇMİŞ FORMU BİLECİK ÜNİVERSİTESİ AKADEMİK ÖZGEÇMİŞ FORMU KİŞİSEL BİLGİLER Adı Soyadı SERPİL TÜRKYILMAZ Ünvanı Yardımcı Doçent Doktor Birimi SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ Doğum Yeri ESKİŞEHİR E-Posta serpil.turkyilmaz@bilecik.edu.tr

Detaylı

İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı

İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t test) Ölçümle

Detaylı

Şehnaz BAKIR YĐĞĐTBAŞ

Şehnaz BAKIR YĐĞĐTBAŞ TÜRKĐYE DE ÖZEL SEKTÖR ĐŞLETME KREDĐLERĐNĐN BELĐRLEYĐCĐLERĐ ÖZ Şehnaz BAKIR YĐĞĐTBAŞ Makalede özel sektör işletme kredilerinin belirleyicileri olarak ekonomik faaliyet ve faiz oranları seçilmektedir. Banka

Detaylı

İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ...

İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 1.1. Regresyon Analizi... 1 1.2. Uygulama Alanları ve Veri Setleri... 2 1.3. Regresyon Analizinde Adımlar... 3 1.3.1. Problemin İfadesi... 3 1.3.2. Konu ile İlgili Potansiyel

Detaylı

Yrd. Doç. Dr. Fatih TOSUNOĞLU Erzurum Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi İnşaat Mühendisliği Bölümü

Yrd. Doç. Dr. Fatih TOSUNOĞLU Erzurum Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi İnşaat Mühendisliği Bölümü Mühendislikte İstatistiksel Yöntemler Yrd. Doç. Dr. Fatih TOSUNOĞLU Erzurum Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi İnşaat Mühendisliği Bölümü 1 Araştırma sonuçlarının açıklanmasında frekans tablosu

Detaylı

Euro Dolar Paritesi ve Reel Döviz Kuru nun İMKB 100 Endeksi ne Etkisi

Euro Dolar Paritesi ve Reel Döviz Kuru nun İMKB 100 Endeksi ne Etkisi Euro Dolar Paritesi ve Reel Döviz Kuru nun İMKB 100 Endeksi ne Etkisi İncilay SAVAŞ Öğr. Gör., Aksaray Üniversitesi Aksaray Meslek Yüksekokulu isavas@aksaray.edu.tr İsmail CAN Yrd.Doç. Dr., Çankırı Karatekin

Detaylı

Kukla Değişken Nedir?

Kukla Değişken Nedir? Kukla Değişken Nedir? Cinsiyet, eğitim seviyesi, meslek, din, ırk, bölge, tabiiyet, savaşlar, grevler, siyasi karışıklıklar (=darbeler), iktisat politikasındaki değişiklikler, depremler, yangın ve benzeri

Detaylı

1 TEMEL İKTİSADİ KAVRAMLAR

1 TEMEL İKTİSADİ KAVRAMLAR ÖNSÖZ İÇİNDEKİLER III Bölüm 1 TEMEL İKTİSADİ KAVRAMLAR 11 1.1. İktisat Biliminin Temel Kavramları 12 1.1.1.İhtiyaç, Mal ve Fayda 12 1.1.2.İktisadi Faaliyetler 14 1.1.3.Üretim Faktörleri 18 1.1.4.Bölüşüm

Detaylı

Avrasya Ekonomik Birliği Elektrik Piyasası Entegrasyonu Kapsamında Kırgızistan ın Enerji Tüketim Projeksiyonu

Avrasya Ekonomik Birliği Elektrik Piyasası Entegrasyonu Kapsamında Kırgızistan ın Enerji Tüketim Projeksiyonu Avrasya Ekonomik Birliği Elektrik Piyasası Entegrasyonu Kapsamında Kırgızistan ın Enerji Tüketim Projeksiyonu Prof. Dr. Ahmet BurçinYERELİ Hacettepe Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi,

Detaylı

DÖVİZ KURU, SERMAYE MALLARI, ARA MALI VE TÜKETİM MALI İTHALATI ARASINDAKİ UZUN DÖNEMLİ NEDENSELLİK ANALİZİ: 2000-2013 DÖNEMİ

DÖVİZ KURU, SERMAYE MALLARI, ARA MALI VE TÜKETİM MALI İTHALATI ARASINDAKİ UZUN DÖNEMLİ NEDENSELLİK ANALİZİ: 2000-2013 DÖNEMİ İktisat Politikası Araştırmaları Dergisi Journal of Economic Policy Researches Cilt/Volume:2, Sayı/Issue:1, Yıl/Year: 2015, 32-38 DÖVİZ KURU, SERMAYE MALLARI, ARA MALI VE TÜKETİM MALI İTHALATI ARASINDAKİ

Detaylı

Koşullu Öngörümleme. Bu nedenle koşullu öngörümleme gerçekleştirilmelidir.

Koşullu Öngörümleme. Bu nedenle koşullu öngörümleme gerçekleştirilmelidir. Koşullu Öngörümleme Ex - ante (tasarlanan - umulan) öngörümleme söz konusu iken açıklayıcı değişkenlerin hatasız bir şekilde bilindiği varsayımı gerçekçi olmayan bir varsayımdır. Çünkü bazı açıklayıcı

Detaylı

SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ

SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ Murat KORKMAZ 1, Aysun YILMAZTÜRK 2 1 Güven Grup Finans Yöneticisi 2 Balıkesir Üniversitesi

Detaylı

ENERJĠ VE EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ

ENERJĠ VE EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ ENERJĠ VE EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ Gökhan KARHAN 1*, Murat SĠLĠNĠR 2, Mücahit ÇAYIN 1 ve Nihat AYDENĠZ 3 1 Batman Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölümü, Merkez Yerleşkesi, 72100 Batman 2 Batman

Detaylı

Zaman Serileri Analizi. TFF Süper Lig 2018 Şampiyon Takımın Puan Tahmini İLYAS TUNÇ / SULTAN ŞENTEKİN. DANIŞMAN Yrd. Doç. Dr. Özge ELMASTAŞ GÜLTEKİN

Zaman Serileri Analizi. TFF Süper Lig 2018 Şampiyon Takımın Puan Tahmini İLYAS TUNÇ / SULTAN ŞENTEKİN. DANIŞMAN Yrd. Doç. Dr. Özge ELMASTAŞ GÜLTEKİN 2017 Zaman Serileri Analizi TFF Süper Lig 2018 Şampiyon Takımın Puan Tahmini İLYAS TUNÇ / SULTAN ŞENTEKİN DANIŞMAN Yrd. Doç. Dr. Özge ELMASTAŞ GÜLTEKİN Bornova 2017 İÇİNDEKİLER Özet 3 1) TFF Süper Lig

Detaylı

Sığır Sayısı, Süt Üretimi ve Süt Fiyatı Arasındaki Uzun Dönem İlişkisinin Belirlenmesi: 1980-2013 Dönemi-Türkiye Örneği

Sığır Sayısı, Süt Üretimi ve Süt Fiyatı Arasındaki Uzun Dönem İlişkisinin Belirlenmesi: 1980-2013 Dönemi-Türkiye Örneği Türkiye Tarımsal Araştırmalar Dergisi http://dergi.siirt.edu.tr/index.php/ziraat Araştırma Makalesi / Research Article Turk J Agric Res (2014) 1: 196-202 TÜTAD ISSN: 2148-2306 Sığır Sayısı, Süt Üretimi

Detaylı

ENFLASYON VE PARA İKAMESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN EKONOMETRİK BİR ANALİZ (1994:01-2009:12)

ENFLASYON VE PARA İKAMESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN EKONOMETRİK BİR ANALİZ (1994:01-2009:12) ENFLASYON VE ARA İKAMESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN EKONOMETRİK BİR ANALİZ (1994:01-2009:12) Taha Bahadır SARAÇ Niğde Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi İktisat Bölümü, Niğde E-posta:

Detaylı

7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla.

7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla. 7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla. Kaynak: TÜĐK dönemler gayri safi yurt içi hasıla düzeyi 1987-1 8680793 1987-2 9929354 1987-3 13560135 1987-4

Detaylı

ALIŞTIRMA 2 GSYİH. Toplamsal Ayrıştırma Yöntemi

ALIŞTIRMA 2 GSYİH. Toplamsal Ayrıştırma Yöntemi ALIŞTIRMA 2 GSYİH Bu çalışmamızda GSYİH serisinin toplamsal ve çarpımsal ayrıştırma yöntemine göre modellenip modellenemeyeceği incelenecektir. Seri ilk olarak toplamsal ayrıştırma yöntemine göre analiz

Detaylı

ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV 5 (KEY)

ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV 5 (KEY) ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV (KEY) Aşağıda verilen Y zaman sersisi bir ürünle ilgili satışları,aylar itibariyle, gösteren bir seridir. a) Bu serinin garfiğini çizip serinin taşıdığı desenleri (Trend, mevsimsellik

Detaylı

TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜNDE KARLILIK VE MAKRO EKONOMİK DEĞİŞKENLERLE İLİŞKİSİ

TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜNDE KARLILIK VE MAKRO EKONOMİK DEĞİŞKENLERLE İLİŞKİSİ TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜNDE KARLILIK VE MAKRO EKONOMİK DEĞİŞKENLERLE İLİŞKİSİ Canan DAĞIDIR Marmara Üniversitesi Bankacılık ve Sigortacılık Enstitüsü Göztepe Kampüsü İbrahim Üzümcü Binası Kadıköy/İstanbul

Detaylı

PETROL FİYATLARI İLE BIST 100 ENDEKSİ KAPANIŞ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ

PETROL FİYATLARI İLE BIST 100 ENDEKSİ KAPANIŞ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ PETROL FİYATLARI İLE BIST 100 ENDEKSİ KAPANIŞ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ Arzu ÖZMERDİVANLI Karamanoğlu Mehmetbey Üniversitesi, Sosyal Bilimler Meslek Yüksekokulu, Muhasebe ve Vergi Bölümü Özet: Hisse

Detaylı

FAİZ HADDİ VE PARA ARZININ DÖVİZ KURU ÜZERİNE ETKİSİ: KAZAKİSTAN ÖRNEĞİ

FAİZ HADDİ VE PARA ARZININ DÖVİZ KURU ÜZERİNE ETKİSİ: KAZAKİSTAN ÖRNEĞİ MANAS Sosyal Araştırmalar Dergisi 2017 Cilt: 6 Sayı: 4 MANAS Journal of Social Studies 2017 Vol.: 6 No: 4 FAİZ HADDİ VE PARA ARZININ DÖVİZ KURU ÜZERİNE ETKİSİ: KAZAKİSTAN ÖRNEĞİ Prof. Dr. Fuat SEKMEN Kırgızistan-Türkiye

Detaylı

DÖVİZ KURUNDAKİ DEĞİŞİMİN TÜRKİYE-KIRGIZİSTAN DIŞ TİCARETİNE ETKİSİ: VAR ANALİZİ 1

DÖVİZ KURUNDAKİ DEĞİŞİMİN TÜRKİYE-KIRGIZİSTAN DIŞ TİCARETİNE ETKİSİ: VAR ANALİZİ 1 Kastamonu Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Temmuz 2015, Sayı:8 DÖVİZ KURUNDAKİ DEĞİŞİMİN TÜRKİYE-KIRGIZİSTAN Özet: DIŞ TİCARETİNE ETKİSİ: VAR ANALİZİ 1 Hayrettin KESGİNGÖZ * Bilindiği

Detaylı

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 48, Haziran 2017, s

Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 48, Haziran 2017, s Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 48, Haziran 2017, s. 377-384 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 21.04.2017 25.06.2017 Öğr. Gör. Ebru

Detaylı

Sınavlı ve Sınavsız Geçiş İçin Akademik Bir Karşılaştırma

Sınavlı ve Sınavsız Geçiş İçin Akademik Bir Karşılaştırma Sınavlı ve Sınavsız Geçiş İçin Akademik Bir Karşılaştırma Öğr. Gör. Kenan KARAGÜL, Öğr. Gör. Nigar KARAGÜL, Murat DOĞAN 3 Pamukkale Üniversitesi, Honaz Meslek Yüksek Okulu, Lojistik Programı, kkaragul@pau.edu.tr

Detaylı

14 Ekim 2012. Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi

14 Ekim 2012. Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi ÇOK DEĞİŞKENLİ REGRESYON ANALİZİ: ÇIKARSAMA Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 14 Ekim 2012 Ekonometri

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ INTERACTION OF FINANCE SECTOR AND REAL SECTOR IN TURKISH ECONOMY

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ INTERACTION OF FINANCE SECTOR AND REAL SECTOR IN TURKISH ECONOMY TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ INTERACTION OF FINANCE SECTOR AND REAL SECTOR IN TURKISH ECONOMY Yrd. Doç.Dr. Abdulkadir KAYA Erzurum Teknik Üniversitesi, İİBF, İşletme Bölümü

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE SERMAYE HAREKETLERİ, DÖVİZ KURU, ENFLASYON VE FAİZ ARASINDAKİ ETKİLEŞİMLERİN KÜRESEL EKONOMİ POLİTİK ÇERÇEVESİNDE ANALİZİ

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE SERMAYE HAREKETLERİ, DÖVİZ KURU, ENFLASYON VE FAİZ ARASINDAKİ ETKİLEŞİMLERİN KÜRESEL EKONOMİ POLİTİK ÇERÇEVESİNDE ANALİZİ TÜRKİYE EKONOMİSİNDE SERMAYE HAREKETLERİ, DÖVİZ KURU, ENFLASYON VE FAİZ ARASINDAKİ ETKİLEŞİMLERİN KÜRESEL EKONOMİ POLİTİK ÇERÇEVESİNDE ANALİZİ Metin SARAÇOĞLU Yrd. Doç. Dr. Gazi Üniversitesi İİBF, İktisat

Detaylı

DÖVİZ KURU-TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1

DÖVİZ KURU-TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1 ZKU Journal of Social Sciences, Volume 5, Number 9, 2009, pp. 35 57 35 DÖVİZ KURU-TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1 Doç.Dr. Hasan VERGİL Zonguldak Karaelmas Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü hvergil@karaelmas.edu.tr

Detaylı

Enerji Dışı İthalatımızın Petrol Fiyatları ile İlişkisi

Enerji Dışı İthalatımızın Petrol Fiyatları ile İlişkisi Enerji Dışı İthalatımızın Petrol Fiyatları ile İlişkisi Türkiye ithalatının en çok tartışılan kalemi şüphesiz enerjidir. Enerji ithalatı dış ticaret açığının en önemli sorumlusu olarak tanımlanırken, enerji

Detaylı

DÖVİZ KURU VE EKONOMİK BÜYÜME: TÜRK TURİZM SEKTÖRÜ İÇİN BİR ANALİZ

DÖVİZ KURU VE EKONOMİK BÜYÜME: TÜRK TURİZM SEKTÖRÜ İÇİN BİR ANALİZ Süleyman Demirel Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi Yıl: 2016/2, Sayı:24 Journal of Süleyman Demirel University Institute of Social Sciences Year: 2016/2, Number:24 DÖVİZ KURU VE EKONOMİK BÜYÜME:

Detaylı

ENFLASYON HEDEFLEMELİ REJİM ALTINDA TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FAİZ ORANI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

ENFLASYON HEDEFLEMELİ REJİM ALTINDA TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FAİZ ORANI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ ENFLASYON HEDEFLEMELİ REJİM ALTINDA TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FAİZ ORANI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ Prof. Dr. Özcan Karahan 1 Bandırma Onyedi Eylül Üniversitesi (okarahan@bandirma.edu.tr) Yrd. Doç. Dr. Olcay Çolak

Detaylı

AZERBAYCAN DA FĠYATLAR GENEL DÜZEYĠ VE DÖVĠZ KURU ĠLĠġKĠSĠ

AZERBAYCAN DA FĠYATLAR GENEL DÜZEYĠ VE DÖVĠZ KURU ĠLĠġKĠSĠ H.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, Cilt 29, Sayı 1, 2011, s. 1-19 AZERBAYCAN DA FĠYATLAR GENEL DÜZEYĠ VE DÖVĠZ KURU ĠLĠġKĠSĠ Seymur AGHAYEV Öz Çalışmada 1995: 01 2010: 04 dönemine ait aylık

Detaylı

KARŞILAŞTIRMA İSTATİSTİĞİ, ANALİTİK YÖNTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI, BİYOLOJİK DEĞİŞKENLİK. Doç.Dr. Mustafa ALTINIŞIK ADÜTF Biyokimya AD 2005

KARŞILAŞTIRMA İSTATİSTİĞİ, ANALİTİK YÖNTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI, BİYOLOJİK DEĞİŞKENLİK. Doç.Dr. Mustafa ALTINIŞIK ADÜTF Biyokimya AD 2005 KARŞILAŞTIRMA İSTATİSTİĞİ, ANALİTİK YÖNTEMLERİN KARŞILAŞTIRILMASI, BİYOLOJİK DEĞİŞKENLİK Doç.Dr. Mustafa ALTINIŞIK ADÜTF Biyokimya AD 2005 1 Karşılaştırma istatistiği Temel kavramlar: Örneklem ve evren:

Detaylı

alphanumeric journal The Journal of Operations Research, Statistics, Econometrics and Management Information Systems

alphanumeric journal The Journal of Operations Research, Statistics, Econometrics and Management Information Systems Available online at www.alphanumericjournal.com alphanumeric journal The Journal of Operations Research, Statistics, Econometrics and Management Information Systems Received: May 8, 2017 Accepted: June

Detaylı

Excel dosyasından verileri aktarmak için Proc/Import/Read Text-Lotus-Excel menüsüne tıklanır.

Excel dosyasından verileri aktarmak için Proc/Import/Read Text-Lotus-Excel menüsüne tıklanır. ZAMAN SERİSİ MODEL Aşağıdaki anlatım sadece lisans düzeyindeki temel ekonometri bilgisine göre hazırlanmıştır. Bir akademik çalışmanın gerektirdiği birçok ön ve son testi içermemektedir. Bu dosyalar ilk

Detaylı

ÖZGEÇMİŞ. Dağıtılmış Gecikmeli Modellerin Analizi ve Firma Verilerine Uygulanması, Prof. Dr. Ali Hakan Büyüklü

ÖZGEÇMİŞ. Dağıtılmış Gecikmeli Modellerin Analizi ve Firma Verilerine Uygulanması, Prof. Dr. Ali Hakan Büyüklü ÖZGEÇMİŞ Adı Soyadı: Ferda Yerdelen Tatoğlu Doğum Tarihi: 25 07 1978 Öğrenim Durumu: Derece Bölüm/Program Üniversite Yıl Lisans Ekonometri İstanbul Üniversitesi 1998 Y. Lisans Ekonometri İstanbul Universitesi

Detaylı

009 BS 400- İstatistik sonılannın cevaplanmasında gerekli olabilecek tablolar ve formüller bu kitapçığın sonunda verilmiştir. 1. şağıdakilerden hangisi doğal birimdir? l TV alıcısı Bl Trafik kazası CL

Detaylı

BİYOİSTATİSTİK Korelasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH

BİYOİSTATİSTİK Korelasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH BİYOİSTATİSTİK Korelasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH Ege Üniversitesi, Tıp Fakültesi, Biyoistatistik ve Tıbbi Bilişim AD. Web: www.biyoistatistik.med.ege.edu.tr 1 Bir değişkenin değerinin,

Detaylı

KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ. Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN

KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ. Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN Günlük hayattan birkaç örnek Gelişim dönemindeki bir çocuğun boyu ile kilosu arasındaki ilişki Bir ailenin tükettiği günlük ekmek sayısı ile ailenin

Detaylı

DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI VE SABİT SERMAYE YATIRIMLARININ İHRACAT ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK ANALİZİ

DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI VE SABİT SERMAYE YATIRIMLARININ İHRACAT ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK ANALİZİ DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI VE SABİT SERMAYE YATIRIMLARININ İHRACAT ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK ANALİZİ ÖZET Ayberk ŞEKER 1 (Yalova Üniversitesi, ayberk.seker@yalova.edu.tr)

Detaylı

3 KESİKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER VE OLASILIK DAĞILIMLARI

3 KESİKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER VE OLASILIK DAĞILIMLARI ÖNSÖZ İÇİNDEKİLER III Bölüm 1 İSTATİSTİK ve SAYISAL BİLGİ 11 1.1 İstatistik ve Önemi 12 1.2 İstatistikte Temel Kavramlar 14 1.3 İstatistiğin Amacı 15 1.4 Veri Türleri 15 1.5 Veri Ölçüm Düzeyleri 16 1.6

Detaylı

Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Sayı 36 Nisan 2013

Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Sayı 36 Nisan 2013 TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİNİN HİSSE SENEDİ GETİRİLERİNE ETKİSİ İsmail ŞAHİN Dr., Sakarya Üniversitesi, Akyazı Meslek Yüksekokulu, ismails@sakarya.edu.tr, 0533 7155115 Fuat SEKMEN Doç.Dr., Sakarya

Detaylı

Örneklemden elde edilen parametreler üzerinden kitle parametreleri tahmin edilmek istenmektedir.

Örneklemden elde edilen parametreler üzerinden kitle parametreleri tahmin edilmek istenmektedir. ÇIKARSAMALI İSTATİSTİKLER Çıkarsamalı istatistikler, örneklemden elde edilen değerler üzerinde kitleyi tanımlamak için uygulanan istatistiksel yöntemlerdir. Çıkarsamalı istatistikler; Tahmin Hipotez Testleri

Detaylı

Sosyo Ekonomi. Türkiye de İhracatta Uygulanan KDV İadesinin İhracata Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz

Sosyo Ekonomi. Türkiye de İhracatta Uygulanan KDV İadesinin İhracata Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Sosyoekonomi / 2008-2 / 080205. Hakan TÜRKAY & Hilmi ÜNSAL Sosyo Ekonomi Temmuz-Aralık 2008-2 Türkiye de İhracatta Uygulanan KDV İadesinin İhracata Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Hakan TÜRKAY hakanturkay@yahoo.com

Detaylı

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT VE İTHALAT ARASINDAKİ İLİŞKİNİN VAR TEKNİĞİYLE ANALİZİ

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT VE İTHALAT ARASINDAKİ İLİŞKİNİN VAR TEKNİĞİYLE ANALİZİ ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cilt 6, Sayı 11, 2010, ss. 123 140 ZKU Journal of Social Sciences, Volume 6, Number 11, 2010, pp. 123 140 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT VE İTHALAT ARASINDAKİ İLİŞKİNİN

Detaylı

Nicel / Nitel Verilerde Konum ve Değişim Ölçüleri. BBY606 Araştırma Yöntemleri 2013-2014 Bahar Dönemi 13 Mart 2014

Nicel / Nitel Verilerde Konum ve Değişim Ölçüleri. BBY606 Araştırma Yöntemleri 2013-2014 Bahar Dönemi 13 Mart 2014 Nicel / Nitel Verilerde Konum ve Değişim Ölçüleri BBY606 Araştırma Yöntemleri 2013-2014 Bahar Dönemi 13 Mart 2014 1 Konum ölçüleri Merkezi eğilim ölçüleri Verilerin ortalamaya göre olan gruplanması nasıl?

Detaylı

CARİ İŞLEMLER DENGESİ VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ ( )

CARİ İŞLEMLER DENGESİ VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ ( ) The Journal of Academic Social Science Studies International Journal of Social Science Doi number:http://dx.doi.org/10.9761/jasss3676 Number: 51, p. 539-548, Autumn III 2016 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi

Detaylı

K-S Testi hipotezde ileri sürülen dağılımla örnek yığılmalı dağılım fonksiyonunun karşılaştırılması ile yapılır.

K-S Testi hipotezde ileri sürülen dağılımla örnek yığılmalı dağılım fonksiyonunun karşılaştırılması ile yapılır. İstatistiksel güven aralıkları uygulamalarında normallik (normal dağılıma uygunluk) oldukça önemlidir. Kullanılan parametrik istatistiksel tekniklerin geçerli olabilmesi için populasyon şans değişkeninin

Detaylı

TÜRK İMALAT SANAYİİ NDE UZUN DÖNEM ÜCRET-FİYAT-İSTİHDAM İLİŞKİLERİNİN EKONOMETRİK OLARAK İNCELENMESİ. Kıvılcım METİN* Şenay ÜÇDOĞRUK** ÖZET

TÜRK İMALAT SANAYİİ NDE UZUN DÖNEM ÜCRET-FİYAT-İSTİHDAM İLİŞKİLERİNİN EKONOMETRİK OLARAK İNCELENMESİ. Kıvılcım METİN* Şenay ÜÇDOĞRUK** ÖZET TÜRK İMALAT SANAYİİ NDE UZUN DÖNEM ÜCRET-FİYAT-İSTİHDAM İLİŞKİLERİNİN EKONOMETRİK OLARAK İNCELENMESİ Kıvılcım METİN* Şenay ÜÇDOĞRUK** ÖZET Bu çalışmada 1962-1992 yılları arasında Türk İmalat Sanayiinde

Detaylı

RASYONEL BEKLENTİLER-YAŞAM BOYU SÜREKLİ GELİR HİPOTEZİNİN TESTİ

RASYONEL BEKLENTİLER-YAŞAM BOYU SÜREKLİ GELİR HİPOTEZİNİN TESTİ Ekonometri ve İstatistik Sayı:11 2010 90 99 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ RASYONEL BEKLENTİLER-YAŞAM BOYU SÜREKLİ GELİR HİPOTEZİNİN TESTİ YRD. DOÇ. DR. UĞUR SİVRİ

Detaylı

E- VİWES 8 EKONOMETRİK MODELLEME ÇALIŞMASI

E- VİWES 8 EKONOMETRİK MODELLEME ÇALIŞMASI E- VİWES 8 EKONOMETRİK MODELLEME ÇALIŞMASI DEVLETİN TÜKETİM HARCAMALARI VE ENFLASYON İLİŞKİNİN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ İLE İNCELENMESİ 16 MAYIS 018 MARMARA ÜNİVERSİTESİ /İKTİSAT FAKÜLTESİ/İKTİSAT BÖLÜMÜ/İKTİSADİ

Detaylı

168 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2017

168 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 2017 168 INTERNATIONAL CONFERENCE ON EURASIAN ECONOMIES 17 Dış Ticaret Açıklarında Gelir ve Fiyat Etkisinin Sektörel Bazda Ekonometrik Analizi: Türkiye Örneği The Econometric Analysis in the Sectorial Basis

Detaylı

Zaman Serileri-1. If you have to forecast, forecast often. EDGAR R. FIEDLER, American economist. IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr.

Zaman Serileri-1. If you have to forecast, forecast often. EDGAR R. FIEDLER, American economist. IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Zaman Serileri-1 If you have to forecast, forecast often. EDGAR R. FIEDLER, American economist IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören Zaman Serisi nedir? Kronolojik sırayla elde edilen verilere

Detaylı

İÇİNDEKİLER. BÖLÜM 1 Değişkenler ve Grafikler 1. BÖLÜM 2 Frekans Dağılımları 37

İÇİNDEKİLER. BÖLÜM 1 Değişkenler ve Grafikler 1. BÖLÜM 2 Frekans Dağılımları 37 İÇİNDEKİLER BÖLÜM 1 Değişkenler ve Grafikler 1 İstatistik 1 Yığın ve Örnek; Tümevarımcı ve Betimleyici İstatistik 1 Değişkenler: Kesikli ve Sürekli 1 Verilerin Yuvarlanması Bilimsel Gösterim Anlamlı Rakamlar

Detaylı

PETROL FİYAT RİSKİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİNİN BELİRLENMESİ: TÜRKİYE DE ENERJİ SEKTÖRÜ ÜZERİNDE BİR UYGULAMA

PETROL FİYAT RİSKİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİNİN BELİRLENMESİ: TÜRKİYE DE ENERJİ SEKTÖRÜ ÜZERİNDE BİR UYGULAMA Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 24, Sayı: 4, 2010 297 PETROL FİYAT RİSKİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİNİN BELİRLENMESİ: TÜRKİYE DE ENERJİ SEKTÖRÜ ÜZERİNDE BİR

Detaylı

Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri

Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik

Detaylı