FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ"

Transkript

1 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 Araşırma Görevlisi Öze Son yıllarda finansal piyasaların önemi armış ve bu piyasalarda meydana gelen değişiklikler daha yakından izlenir hale gelmişir. Bu nedenle finansal değişkenlerin volailiesinin neden belirli düzeylerin üzerine çıkığı akademik çevreler için önemli bir araşırma konusu olmuşur. Yüksek volailie, kısa süre içinde değişkenlerin değerlerinin belirli bir oralamadan uzaklaşması anlamına gelmekedir. Yaırımcı için olumsuz noka, bu ani iniş ve çıkışların belirli bir emel nedene bağlı olmamasıdır. Bu ise özellikle küçük yaırımcı üzerinde olumsuz ekiler doğurarak piyasadan uzaklaşmalarına neden olur. Bu bağlamda volailienin kaynaklarının araşırılması ve bunun ekonomideki emel gelişmelerden ne denli ekilendiğinin irdelenmesi, diğer gelişmeke olan finansal piyasalarda olduğu gibi ülkemiz için de önemlidir. Bu çalışmada finansal volailie, hisse seneleri ve döviz kuru dikkae alınarak incelenmekedir. Ayrıca çalışmada, IMKB Ulusal 00 kapanış fiyaları ve TL/Dolar saış fiyaı kullanılarak Türkiye deki finansal volailie ahmin edilmeye çalışılmışır. Dolar kuru için uygun volailie denklemi ARCH() modeli ve IMKB00 için uygun volailie denklemi ise GARCH(,) modeli bulunmuşur. Anahar Kelimeler: Volailie, hisse senedi volailiesi, döviz kuru volailiesi, ARCH-GARCH, birim kök. Financial Marke Volailiy and Economy Absrac In recen years, he imporance of financial markes has increased and he changes in hese markes have begun o be closely moniored. The quesion of why he financial marke volailiy is so high has become an imporan research area. Excess volailiy means ha he value of variables deviaes from a cerain average in shor periods. The difficuly in finding a specific reason for his volailiy is one of he main problems of invesors. Due o his volailiy, some of he invesors leave he marke. In his conex, examining he sources of volailiy and clarifying he relaionship beween volailiy and oher economic variables seem o be very imporan for he developing markes and for our counry. In his paper, financial volailiy is discussed by referring o sock prices and exchange raes. In addiion, by using he variables of ISE daa and TL/$ rae, financial volailiy in Turkey is esimaed. ARCH() volailiy equaion model is found appropriae for he exchange rae and GARCH(,) volailiy equaion model is found apropriae for ISE. Keywords: Volailiy, sock marke volailiy, exchange rae volailiy, ARCH-GARCH, uni roo.

2 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi GİRİŞ Finansal piyasa volailiesi özellikle son yıllarda yaırım kararlarında önemli rol oynamakadır. Volailie, en basi anlamda fiyalarda oraya çıkan ani harekelerdir. Sermaye piyasalarındaki volailie ise, herhangi bir menkul kıyme veya endeksin belli bir dönemde göserdiği fiya oynaklığıdır. Beklenmedik olaylar hisse senedi fiyalarını sürekli olarak ekilemekedir. Yaırımcılar zaman içerisinde hisse seneleri fiya volailiesi üzerindeki değişimi ahmin emeye çalışırlar. Hisse senedi fiyalarında volailienin arması, hisse senedi yaırımlarını ve dolayısıyla hisse senedi piyasasını riskli hale geirmekedir. Hisse senedi fiya volailiesinin yüksek olması, söz konusu hisse senedinin fiyaının büyük mikarda yükselebileceği gibi düşebileceğini de gösermekedir. Burada risk, yüksek kazanç beklenisi içinde olan yaırımcının büyük zarara girebileceğini ifade emekedir. Dünyada finansal piyasa volailiesinin 980 li yıllar boyunca büyük ölçüde arığı gözlenmekedir. Ekim 987 de hisse senedi fiyalarındaki çöküş büyük dikka çekerken, bir çok yaırımcı ve finansal piyasa analizcisi, döviz kuru volailiesinin de hisse senedi volailiesi kadar yükseldiğini düşünmekedirler. Finansal piyasa volailiesi ararsa, yaırımcılar ve poliika yapıcılar için önemli bir sonuç oraya çıkacakır. Yaırımcılar, daha yüksek riskle yüksek volailienin birbiriyle aynı anlama geldiğini düşünüp, aran volailieye bakarak yaırım kararlarını değişirebilirler. Poliika yapıcılar ise, finansal piyasa volailiesinin reel ekonomiye yayılacağını ve ekonomik performansa zarar vereceğini düşünebilirler. Bu makalenin amacı, finansal volailieyi, hisse seneleri ve döviz kurunu dikkae alarak incelemekir. Çalışmanın işleyiş sürecinde öncelikle finansal volailie üzerinde duruldukan sonra, finansal volailienin ölçülmesinde kullanılan ekonomerik meodoloji kısaca irdelenmekedir. Daha sonra ise Türkiye deki finansal volailie yapısı 3/0/987-8/07/006 dönemlerine ilişkin ampirik bir uygulama ile oraya konulmakadır.

3 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 3 FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİNİN ÖNEMİ Finansal piyasa volailiesine olan ilgi 980 li yıllardan iibaren giikçe armaya başlamışır. Bu ilginin en önemli nedeni, 980 den iibaren finansal liberalleşmenin üm dünyada armasıdır. Finansal liberalleşme ile birlike, finansal piyasaların ekonomi içindeki ağırlıkları ve işlevleri de armışır. Ayrıca 987 yılında yaşanan piyasa krizinde de görüldüğü gibi, özellikle menkul kıyme piyasaları bir çok insanı şaşırıcı bir şekilde hareke emekedir. Eğer hisse senedi piyasası ekinse, hisse senedi kazanç volailiesi, hisse senedi fiyalarını ekileyen değişkenlerin volailiesi ile ilgili olacakır. Finansal piyasalar, likidie ihiyacı bulunan kişi veya kurumlarla, likidie fazlası olan kişi veya kurumların karşılaşığı piyasalardır. Bu piyasalar içerisinde, hisse senedi fiyaları ve döviz kurlarının aşırı volailiesi ekonomiye zarar verecekir. Çünkü bu ür volailie, finansal sisemin işleyişini bozabilir ve ekonomik performansı köü bir şekilde ekileyebilir. Özellikle hisse senedi piyasa volailiesi, ekonomiye ükeim harcaması yoluyla zarar verebilir (CAMPBELL e all, 00 ve SCHWERT, 00). Hisse senedi fiya volailiesi aynı zamanda işleme yaırım harcamasını ve ekonomik büyümeyi ekileyebilir (ARESTIS e al., 00). Sonuç olarak yüksek volailie finansal sisemin pürüzsüz çalışmasına engel olur ve piyasanın esnekliğini arırmak için yapısal veya düzenleyici değişiklikler yapılmasını gerekirir. Gelişmiş ve gelişmeke olan ülkeler karşılaşırıldığında, gelişen piyasaların gelişmiş piyasalara oranla daha yüksek volailieye sahip olduğu görülmekedir (BALABAN, 999:5). Finansal piyasa volailiesinin ekonomi için önemini oraya koyabilmek için, hisse senedi ve döviz kuru volailiesinin ayrı bir şekilde ele alınıp incelenmesi gerekmekedir. Hisse Senedi Piyasa Volailiesi Finansal piyasa volailiesi denildiğinde aslında dikkaler daha çok hisse senedi piyasası üzerine yoğunlaşmakadır. Hisse senedi fiyaı ve onun volailiesi arasındaki ilişki uzun zamandır ilgi çekmekedir. Bir değişken zaman içerisinde ne kadar çok dalgalanırsa, değişkenin volailiesi de o kadar çok olur. Volailie, belirsizlik ve riskle birarada oraya çıkar. Genel olarak Beckei ve Sellon (989), finansal piyasa volailiesinin ekonomik ekilerini analiz emekedir. Goldberg (993), Glick (998), Campa ve Goldberg (00), döviz kuru volailiesi üzerine odaklanmışlardır. Ayrıca bu konu ile ilgili bakınız: Campbell (996), Ludvigson ve Seindel (999) ve Poerba (000). 3

4 4 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 erim riskle eş değerdir. Dolayısıyla hisse senedi volailiesi, hisse senelerinin gerekiği gibi fiyalandırılmadığı ve sermaye piyasalarının olması gerekiği kadar fonksiyonel olmamasının bir işarei olarak düşünülebilir (DALY, 999:). Hisse senedi piyasasındaki volailienin önemi aslında iki emel nedene dayanmakadır. Birinci neden, opsiyon ve ürev piyasalarının performansının, hisse senedi piyasalarının volailiesi ile yakından ilgili olmasıdır. Bu piyasaların son dönemlerde popüler olmalarından dolayı finansal analizciler hisse senedi volailiesinin ahmini ve analizi ile yakından ilgilenmekedirler. İkinci neden, Ekim 987 de ABD de yaşanan finansal krizdir. Bu krize ve volailienin armasına neden olan fakörler akademik çevreler için son derece önemlidir (GÜNEŞ/SALTOĞLU, 998:4). Hisse seneleri fiya volailiesindeki değişiklikler, risken kaçan yaırımcılar için önemli negaif ekilere sahipir. Volailie, ükeim ile ilgili davranışları, şirkelerin sermaye yaırım ve kaldıraç (borcun öz sermayeye ve oplam sermayeye oranı) kararlarını ve diğer makro ekonomik değişkenleri ekileyebilir. Hisse senedi volailiesinin ekonomik performansı olumsuz yönde ekilemesi genellikle ükeim harcaması yoluyla gerçekleşirilir. Örneğin 9 Ekim 987 de Dow-Jones oralamasının 508 puan düşmesi, arihe bir günde yaşanan en büyük hisse senedi fiya düşmesidir. 9 Ekimde yaşanan düşmeden sonra ekonomi ahmincileri daha düşük bir ekonomik büyüme beklediler. Bu bekleninin nedeni, hanehalkının refahında meydana gelen azalmanın, ükeim harcamalarını azalacağının düşünülmesidir. Ayrıca ükeici güveninin azalması, ükeim harcamasını daha da azalan bir fakördür. Hisse senedi piyasasındaki çöküşün ükeim harcamalarını ne kadar azalacağı ile ilgili ahminciler farklı düşünmekedirler. Bir çok analizci, hisse senedi fiya azalışının, refahı düşürerek ve gelecek ekonomik koşullarla ilgili belirsizliği arırarak, ükeim harcaması arışını yavaşlaacağına inanmakadır. Bazı ahminciler, hisse senedi piyasa değerlerinde hızlı ve şiddeli düşüşen dolayı ükeim harcamasının azalacağını beklemekedirler. Ancak bir grup ahminci ise, hisse senedi sahiplerinin büyük ölçüde gelir seviyesi yüksek kişilerden oluşuğu için ükeim harcaması üzerindeki ekinin zayıf olduğunu ileri sürmüşlerdir (GARNER, 988:4). Hisse senedi fiya volailiesi aynı zamanda işleme yaırım harcamasını da ekileyebilir. Yaırımcılar, hisse senedi piyasa volailiesindeki bir arışı, menkul kıyme yaırımının riskindeki bir arış olarak kabul ederler ve fonlarını daha az riskli menkul kıymelere kaydırabilirler. Bu epki, şirkelerin fon maliyeini arırır. Ayrıca yeni ve küçük şirkeler, yaırımcıların iyi bilinen şirkelerin senelerini saın alma şeklindeki davranışlarıyla bu ekinin asıl yükünü aşırlar (EIZAGUIRRE, 004:746). 4

5 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 5 Hisse senedi volailiesi ve makro ekonomik hareke arasındaki ilişki ile ilgili bir çok eori vardır. Bu eoriler, hisse senedi fiyaları üzerinde rassal veya sosyolojik fakörlere de yer vermekedir. Teorisyenler, hisse senedi piyasasındaki fiya dalgalanmalarının emel nedeninin ekonomik veya psikolojik olup olmadığı konusunda anlaşamamakadırlar. Eğer hisse senedi piyasasındaki fiya değişikliklerinin ekonomik nedenlerinin hiçbir anlamı olmadığı kanılanırsa, amamen psikolojik fakörler üzerinde durulması gerekmekedir. Volailie konusu ile ilgili lieraürede Shiller (989) in çalışması önemli bir yer uar. Shiller, hisse senedi piyasa volailiesi modelini açıklamada bir şirke savunucusudur. Popüler modeller ise, fiya dalgalanmalarının niel bir açıklamasını yapmakadır. Psikolojik veya sosyolojik inanışlara dayalı yaırımcı davranışları, piyasa üzerinde ekonomik davranışlardan daha büyük bir ekide bulunmakadır. Shiller, Ekin Piyasa Hipoezine uygun olarak yapılan çalışmaları dikkae almamakadır. Çünkü ona göre, Ekin Piyasa Hipoezi isaisiksel veri ile gerçekleşirilecekir, faka fiya seviyelerini belirlemede yaırımcı harekelerinin de büyük ekisi olacakır. Dolayısıyla aşırı hisse senedi volailiesi sadece Ekin Piyasa Hipoezi arafından açıklanamaz. Aşırı volailie, ekin piyasa eorisyenleri açısından ahmin edilenin üzerindeki volailie seviyesine verilen isimdir. Shiller e göre ise aşırı volailie, yaırımcının psikolojik harekeleri ile alakalıdır ve önemli fiya değişiklikleri, gelecekeki olaylarla ilgili düşünce ve inanışlarla açıklanabilir (BARRET, 005:). Hisse senedi volailiesi ile ilgili lieraürdeki diğer önemli bir çalışma Schwer (989a: 85) e aiir. Schwer, 834 den 987 e kadar olan aylık verileri kullanarak, konjonkür dönemleri ve finansal krizlerde hisse senedi volailiesini araşırmışır. Schwer, hisse senedi volailiesinin, hisse senedi fiyalarının düşmesinden sonra ve resesyon boyunca arığını gözlemlemişir. Bu sonuçlar iki modele dayalıdır: Birincisi, hisse senedi kazançlarının sandar sapmaları ve koşullu oralamalarını göseren doğrusal bir ooregresif modeldir. Diğeri, doğrusal olmayan bir modeldir. Her iki meod da, hisse senedi fiya volailiesinin banka panikleri ve resesyon dönemleri boyunca arığını gösermekedir. Schwer (989b: 5-6) in bir başka çalışmasında ifade edildiği gibi, hisse senedi volailiesi, hisse senedinin ahmini kazançlarındaki değişikliklere, finansal kaldıraca ve makro ekonomik değişkenlerin volailiesine bağlıdır. Schwer çalışmasında, hisse senedi piyasa volailiesinin, ex pos emeü değişkenliğine yüksek ölçüde bağlanılı olduğunu bulmuşur. Ona göre, gelecek makro ekonomik şarlardaki belirsizlik durumunda oraya çıkan bir değişme, hisse senedi kazanç volailiesinde oranılı bir arışa neden olacakır. Volailie üzerindeki ekileri incelemenin bir yolu, sık sık meydana gelen volailieyi değerlendirmeye abi umakır. Tarihi veriler, bazı volailie 5

6 6 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 gruplarının birkaç saa gibi kısa süreli iken, bazılarının 0 sene gibi uzun bir süre devam eiğini gösermekedir. Piyasa fiyalarındaki emel değişikliklerin kaynağı, bir menkul kıymein asli değeri ile ilgili haberlerin gelmesidir. Eğer haberler birbiri ardına hızla gelirse ve veri, gelen haberleri oplamak için yeerince yüksek sıklıka ise, bu durumda kazançlar bir volailie grubu oluşuracakır. Volailienin çok sık oraya çıkmasının en belirgin nedenleri, icarein sebep olduğu karışıklık ve baskılardır. Daha düşük sıklıka oluşan volailienin nedenleri arasında ise, makro ekonomik ve kurumsal değişiklikler yamakadır. Örneğin, 930 ların yüksek volailiesi, makro ekonomik olaylarla açıklanır. Düşük sıklıka ekrarlanan veriler, makro ekonomik dalgalanmaların da az olduğunu göserirken, yüksek sıklıkaki veriler hisse senedi volailiesi hakkında daha çok şey söylemekedir (SCHWERT, 990:6). Nelson (996), hisse senedi piyasa volailiesi değişikliklerini göseren fakörleri şu şekilde sıralamakadır: () Volailiede oraya çıkan poziif serisel korelasyon, volailie değişikliğini açıkça gösermekedir. () İşlem gören ve işlem görmeyen günlerin piyasa volailiesine kakısı önemlidir. Özellikle, hisse senedi piyasa volailiesi, 7 saalik bir dönemde bilginin gelmesine bağlı olarak bir pazaresi günündeki hisse senedi fiya harekelerini yansıarak, hafanın diğer günlerinden ziyade pazaresi günleri daha yüksek olma eğilimindedir; diğer işlem günlerindeki fiya harekeleri ise 4 saalik bir dönemde gelen bilgiyi yansımakadır. (3) Kaldıraç ekileri, hisse senedi piyasa volailiesi değişiklikleri için kısmi bir açıklama sağlamakadır. Şirkelerin hisse senedi fiyaları düşüğünde daha fazla kaldıraca ihiyaç duyarlar ve kazançların volailiesi de bu yüzden arar. (4) Resesyonlar ve finansal krizler boyunca hisse senedi piyasa volailiesi yükselme eğilimindedir. (5) Yüksek nominal faiz oranları, yüksek piyasa volailiesi ile bir arada görülmekedir. Hisse senedi volailiesinin genel bir ölçüsünün, kazançların sandar sapması olduğu görülmekedir. Günlük veya aylık kazançların sandar sapma ahminleri, volailie değerlendirmesini karakerize emede faydalı bir ölçü olarak hizme eder. Sandar sapma, volailieyi ölçmek için basi faka kullanışlıdır, çünkü sandar sapma kazancın eksrem değerlerini görme olasılığını gösermekedir. Modelin sandar sapması geniş olduğunda, yüksek bir poziif veya negaif kazanç şansı da yüksek olmakadır. Engle (993: 74) e göre, finansal piyasa volailiesi ahmin edilebilir. Bunun için özellikle ARCH yaklaşımının kullanılması gerekmekedir. Risken kaçan yaırımcılar, arması beklenen volailieli menkul kıymelere yaırımlarını azalarak porföylerini ayarlamalıdırlar. Volailie modellemesinde zaman serileri isaisikleri, en iyi volailie ahminini bulmak için kullanılmakadır. Volailieyle ilgili önemli bir diğer konu, yaırımcıların bilgiye ulaşmalarındaki kolaylık veya zorluk derecesidir. Eğer yaırımcıların bilgiye ulaşma- 6

7 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 7 ları kısılanmışsa, değişkenlerin hızlı bir şekilde gelişiği dönemlerde finansal piyasalarda aşırı volailie beklenebilir (GERLACH, 005:74). Campbell (999: 40) in beliriği gibi, eğer menkul kıyme fiyalarının sahe bir harekele arma olasılığı hariç bırakılırsa, hisse senedi fiyalarındaki hare-keler () gelecek emeülerle ilgili değişen beklenilerin ve () gelecek kazançlarla ilgili değişen beklenilerin bir kombinasyonunu göserecekir. Böylece volailie bilmecesini çözme çabaları, beklenen gelecek emeüler veya beklenen gelecek kazançlar üzerinde odaklanacakır. Gelecek emeü beklenilerine dayalı araşırmaların çoğu, yaırımcının rasyonel olmadığını farzeder. Yaırımcılar, oralama emeü arış oranının gerçeke daha değişken olduğuna inanmakadırlar. Temeü arış oranlarında bir değişiklik gördüklerinde yaırımcılar, oralama arış oranının değişmesine hızlı bir şekilde epki göserirler. Bu fazla epki ise hisse senedi fiyalarında daha çok volailie meydana geirmekedir. Geçmiş yıllar boyunca, icare yapanların sayısında ve çeşililiğinde oraya çıkan bir arış, finansal menkul kıyme piyasalarında değişiklikler meydana geirmişir. Hisse senelerinin fiyaları ve özellikle fiyaların volailiesi üzerindeki bu değişikliklerin ekilerini anlamak önemlidir. Hisse senedi piyasasındaki kaılımda oluşan bu arışın bir açıklaması, piyasaya giriş maliyeinin azalmasıdır. Halbuki geçmişe yüksek işlem ve bilgi maliyeleri, belirli yaırımcı ürlerini riskli menkul kıyme piyasalarının dışında umakaydı. Son zamanlarda ise giriş kolaylığı finansal piyasalara yeni yaırımcı ürlerini çekmekedir. Bilgi eknolojisi ve elekomünikasyon gelişmelerinin bir sonucu olarak, hiç şüphesiz menkul kıyme üzerinde sağlanan bilginin maliyei de azalmışır. Faka parasal (komisyon) ve parasal olmayan (bilgi ve hazırlık) kaılım maliyelerinin azalması, menkul kıyme piyasalarına yeni yaırımcı ürlerinin girişini eşvik ederken, yeni piyasa kaılımlarının menkul kıyme fiya volailiesini arırıp arırmayacağı veya azalıp azalmayacağı hâlâ eorik ve ampirik araşırmaya ihiyaç duyan bir konudur. Piyasa kaılımı ile ilgili lieraür, yüksek piyasa kaılımının volailieyi azalacağını gösermekedir (HERRERA, 005: ). Düşük bir giriş maliyei bir çok yaırımcıyı volailiesi azalan piyasaya girmeye sevkeder. Döviz Kuru Volailiesi Döviz kuru volailiesinin ölçülmesi ve yorumlanması, hisse senedi ve ahvil piyasalarına göre daha karmaşıkır. Tarihsel verilere bakıldığında döviz kurları, önemli hüküme konrollerine maruz kalmakadır. Örneğin İkinci Dünya Savaşı sonrası dönemde, 946 dan 97 ye kadar Breon Woods sabi döviz kuru sisemi ve 973 yılından iibaren ise dalgalı döviz kuru sisemi gibi iki emel döviz kuru rejimi uygulanmakadır. Dalgalı kur dönemi boyunca hü- 7

8 8 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 kümeler, yabancı döviz kuru piyasalarını isikrarlı hale geirmek veya parasal ilişkileri düzelmek için ara sıra müdahelede bulunmakadırlar. Döviz kurları sabi bir sisemden dalgalı bir siseme hareke eiğinde döviz kuru volailiesi arar. Dolayısıyla 973 den beri yeni sisem alında döviz kuru volailiesi, uluslararası icare ve sermaye akışını olumsuz yönde ekilemekedir. Hisse senedi fiya volailiesi gibi döviz kuru volailiesi de, uzun dönem yaırım kararlarını bozarak gelecekeki kârlar hakkında belirsizlik meydana geirebilir. Uluslararası icarele uğraşan şirkeler, döviz kuru değişikliklerinin kârları azalacağından endişe ederlerse, uzun dönem yaırım projelerini kabul emede iseksiz davranacaklardır. İhala ve ihraca riskinin arması ile birlike döviz kurlarında ahmin edilemeyen değişiklikler uluslararası icarei azalabilir. Döviz kuru volailiesinin uluslararası icarei engellemesinin ikinci bir yolu, yüksek ihraca ve ihala fiyaları yoluyladır. Eğer şirkeler, döviz kuru belirsiz olduğundan dolayı, uluslararası icarei yapılan malların fiyalarına bir risk primi ilave ederlerse, ükeiciler yüksek fiyalı mallardan alep eikleri mikarları azalırlar ve böylece dünya icareinin büyümesini yavaşlaırlar (BECKETTI/SELLON, 989:6-7). Ayrıca döviz kuru değişkenliği, uluslararası sermaye akımlarını değişirebilir. Uzun dönem sermaye harekeleri, dünya ekonomisindeki kaynakların ekin dağılımını engelleyen yüksek döviz kuru belirsizliği yüzünden azalabilir. Aynı zamanda aran döviz kuru volailiesi, kısa dönem spekülaif sermaye akışlarını arırabilir ve bu durum para poliikasını karmaşık hale geirebilir. Merkez Bankaları döviz piyasalarına sık sık karışmaya ve bu sermaye harekelerinin yur içi ekonomi üzerindeki olumsuz ekilerini gidermek için para poliikalarını yeniden düzenlemeye gerek duyabilir. Uluslararası icare ve sermaye akımları, dünya ekonomisinin düzgün bir şekilde işlemesine kakı yapığı için döviz kuru volailiesi ekonomik refahı azalabilir (FLOOD/ROSE, 999:66). Esnek bir döviz kuru siseminin özelliği, döviz kurlarını piyasa güçlerinin belirlemesidir. Sabi döviz kurlarında yabancı paraları alıp saarak arz ve alep arasındaki dengeyi koruyan Merkez Bankaları yerine döviz kurları piyasa güçlerine göre ayarlanmakadır. Eğer yabancı dolar alebi arzını aşarsa, döviz kuru arar, benzer şekilde aşırı bir dolar arzı, doların değer kaybına, yani döviz kurunda bir azalmaya neden olur. Bir çok ikisaçı, esnek döviz kuru siseminde oldukça isikrarlı döviz kurlarını beklemekedirler ancak dalgalı kurlarla ilgili ilk ecrübeler, bu fikirlerin geçerli olmadığını gösermekedir (HAKKIO, 990:5). Esnek döviz kurları alında döviz kurları büyük ölçüde değişmekedir. Döviz kurlarındaki değişiklikler, eğer bu değişiklikler ahmin edilmişse olumsuz sonuçlar doğurmayacakır. Uluslararası icari ve mali işlemlerle uğraşan resmi ve özel kuruluşlar açısından gelecekeki döviz kurlarının 8

9 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 9 ahminleri çok önemlidir. Ancak hükümelerin döviz piyasalarına yapıkları önceden ahmin edilemeyen müdaheleler veya döviz piyasasını ekileyen ani değişiklikler kur ahminlerini zorlaşırmaka haa imkânsız hale geirmekedir. Para soğunda beklenmeyen değişiklikler de döviz kurlarını daha volail hale geirebilir. Eğer Merkez Bankası, döviz piyasası kaılımcılarının beklediğinden daha farklı bir para soku değişikliği ilan ederse, bu durum döviz kurlarında bir değişikliğe yol açacakır. Örneğin döviz piyasası kaılımcılarının belirli bir hafa içinde M para sokunda hiçbir değişiklik beklemediğini farzedelim, faka Merkez Bankası aynı hafa içinde M i arırdığını ilan esin. Eğer piyasa kaılımcıları bu poliikayı Merkez Bankasını rahalaacağı şeklinde yorumlarsa ve bu rahalamanın hızlı enflasyon arışına sebep olacağına inanırsa döviz kuru azalacakır 3. Yüksek beklenen enflasyon, piyasa faiz oranlarında hemen bir arış meydana geirir. Para alebi faiz oranlarının bir fonksiyonu olduğu için, cari piyasa faiz oranlarındaki bir yükselme, enflasyonda bir sıçrama ve döviz kurunda bir düşmeye yol açarak paranın dolaşım hızında bir arışa neden olur. Bu şekilde para sokunda beklenmedik değişiklikler döviz kuru volailiesine kakıda bulunur. Ancak beklenmese bile para sokundaki değişiklikler her zaman döviz kurlarında değişikliklere yol açmayabilir. Aşağıdaki denklemde göserildiği gibi, para sokunun bileşimi ve paranın dolaşım hızı döviz kurlarını ekilemekedir: * QP E = () MV E döviz kurunu, P yur içi fiya seviyesini, P * yabancı fiya seviyesini, M para sokunu, V paranın dolaşım hızını, Q ise reel geliri gösermekedir. Para arzı ve para alebinin her ikisi de önemlidir. Paranın dolaşım hızında beklenmeyen değişiklik 4 ile beraber meydana gelen para sokunda beklenmeyen bir 3 Eğer piyasa kaılımcıları, Merkez Bankasının para sokundaki bir arışa karşı gelecek dönemde aran rezervi sınırlandırarak epki gösermesini beklerlerse ülke parasının değeri yükselecekir, çünkü rezerv sınırlamasından dolayı para sokunun geleceke düşmesi beklenir, ayrıca rezerv sınırlamasının reel faiz oranlarında bir arışa yol açacağı düşünülür. 4 Döviz kuru volailiesini azalmak ile ilgili olarak paranın dolaşım hızındaki beklenmedik değişiklikler çeşili varsayımlara bağlıdır. Birincisi, Merkez Bankası, dolaşım hızını bir gecikme ile gözlemlediği için dolaşım hızındaki cari değişiklikler, diğer 9

10 0 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 değişikliğin, hiçbir enflasyonis sonuca yol açmayacağı kabul edilmekedir. Bu nedenle de bu değişikliğin döviz kurları üzerinde hiçbir ekisi yokur (HAKKIO, 990:58). Döviz kuru volailiesine sebep olan fakörlerden birisi de, hükümelerin büçe açıklarında oraya çıkan beklenmeyen değişikliklerdir. Büçe açıkları, daha yüksek reel faiz oranlarına yol açarak döviz kurlarını ekiler. Yüksek reel faiz oranları ise, diğer ülkelerden bir sermaye akışına neden olur ve böylece döviz kurları değişir. Belli bir dönemde beklenmedik bir şekilde ABD de büçe açığının oluşuğunu düşünelim. Sermaye akışı iki şekilde döviz kurunu ekilemekedir. Birincisi, ABD nin menkul kıymelerine aran yabancı alep, yabancı döviz piyasalarındaki dolar alebini arırır. Bu yüksek dolar alebi, dolar fiyaının yükselmesine neden olur. İkincisi, ödemeler dengesinin sermaye hesabı kısmındaki bir fazlalık, icare dengesine dahil olan cari hesapa bir açıkla denkleşirilmelidir. Gerekli icare açığını oluşurmak için, doların değeri, ihracaı azalmak ve ihalaı arırmak için yükselmelidir. Büçe açığının büyüklüğü döviz kurunu bu iki şekilde ekilediği için, büçe açığındaki beklenmeyen değişiklikler döviz kuru volailiesine kakıda bulunur. Döviz kuru volailiesini azalmak için bir çok öneriler sunulmakadır. Bunlardan birisi, alın sandardı veya sabi bir döviz kuru sisemine dönülerek uluslararası sisemin yeniden yapılanmasının sağlanmasıdır. Diğer öneri ise, döviz kurlarındaki dalgalanmaların parasal oorieler arafından sınırlandırılmasıdır. Döviz kuru ile ilgili belirsizliği azalmak için hükümein oynayabileceği en ekin rol, isikrarlı bir poliika şarı sağlamakır. Mali poliika, büçe açığında beklenmedik kaymalardan büyük ölçüde kaçınarak isikrarlı bir oram sağlayabilir. Para poliikası, parasal büyümenin isikrarlı bir yur içi fiya seviyesi ile uarlı olmasını sağlayarak kakıda bulunabilir. Faka isikrarlı bir poliika oramı, büün döviz kuru volailiesini oradan kaldıramaz. Merkez Bankaları veya poliika yapıcılarının konrol edemediği emel piyasa değişkenlerindeki beklenmedik değişiklikler, döviz kurlarında volailieye sebep olmaya devam edecekir. değişkenlerde gözlenen değişikliklerden çıkarılabilir. Yani dolaşım hızının değişiğini göseren gözlenebilir bir değişken olmalıdır. İkincisi, Merkez Bankasının piyasa kaılımcılarından önce dolaşım hızındaki değişikliklere ulaşabilmeleri gerekmekedir. Üçüncüsü, Merkez Bankası poliikaları piyasa kaılımcıları arafından anlaşılabilir. Eğer piyasa kaılımcıları poliikayı anlamazlarsa, para poliikasında bir değişiklik olduğuna inanabilirler. Bu ür bir yanlış anlama, döviz kurlarının değişmesine neden olacakır. 0

11 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi EKONOMETRİK METODOLOJİ Çalışmada kullanılacak veriler analiz edilirken öncelikle serilerin yapılarında birim kök olup olmadığı es edilmelidir. Bir zaman serisinde birim kök varlığını araşıran ve lieraürde en çok kabul edilen ilk es Dickey-Fuller (979, 98) esidir. Dickey ve Fuller (979, 98) birim kök esleri haa eriminin bağımsız ve özdeş dağıldığını ε ~ iid(0, σ ε ) varsaymakadır. Faka gerçeke çoğu zaman bu durum geçerli olmadığından, eğer haa erimindeki serisel korelasyon sıfırdan farklı ise bu serisel korelasyonu oradan kaldırmak için bağımlı değişkenin gecikmeli değerleri modele eklenir. Bu durumda bu yeni ese de Arırılmış Dickey-Fuller (ADF) birim kök esi denir. ADF esinin en genel model kalıbı aşağıdaki gibi sunulabilir: Δy k = μ + β + δy + α jδy j + ε () j= Burada ε iid(0, σ ε ) veya emiz-dizi olduğu varsayılan haa erimidir. Modele eklenmesi gereken gecikme sayısı ise Ng ve Perron (995) arafından gelişirilen Akaike bilgi krieri, (AIC), Schwarz bilgi krieri (SIC) gibi yaklaşımlar kullanılmakadır. Said ve Dickey (984) ise gecikme sayısı ile örneklem hacmi arasında deerminisik bir ilişki olduğunu bulmuşlardır. İkinci olarak üzerinde durulacak alernaif birim kök esi haa eriminin emiz-dizi olmadığını ileri sürmekedir. Phillips ve Perron (988) çalışmalarında Dickey-Fuller eslerine bir düzelme fakörü eklemişlerdir. Zα = T(ˆ φ ) CF (3) Burada CF düzelme fakörüdür. = T ε 0.5(s l s ) CF = (4) T (y y / T ) Burada s ε uzun dönem varyansıdır. Dolayısıyla Phillips ve Perron (988) esi aşağıdaki esi emel alır:

12 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 Z T / (st l sε) τ = y / = T Tl y = (ˆ φ ) (/) stl s T (5) Andrews (99) çalışmasında l ile göserilen gecikme parameresinin / 3 uarlılığı için l iken l = o(t ) olması gerekiğini varsaymakadır. Ancak Phillips-Perron esinin de zayıf yönü olarak haa eriminde örneklem çarpıklığı görülmesidir. Schwer (989c) eğer örneklem çarpıklığı düzelilirse Phillips-Perron esi ADF esine göre daha olduğunu gösermekedir. Zaman serilerinde deerminisik erimler yer aldığında ADF esinin zayıf güçlü olması nedeniyle Ellio, Rohenberg and Sock (996) arafından daha güçlü bir es olan ADF-GLS esi gelişirilmişir. Bu es serilerde kesme veya rend olduğunda ADF ye göre daha iyi sonuçlar vermekedir. ADF-GLS esinde es süreci uygulanmadan önce seriler kesme veya rendden arındırılmakadır. y = d + u (6) u u = α + υ (7) Burada { d } deerminisik kısım, { } υ ise gözlenemeyen sıfır oralamalı haa sürecidir. ERS (996) esinde boş hipoezin α = iken alernaif hipoez α = α ~ < biçiminde anımlanmakadır. Tes sürecinin ilk aşaması y serisinin aşağıdaki şekilde rendden arındırılmasıdır: ~ d y y β ' = z (8) ' ' Burada rendli bir modelde z = (, ) iken kesmeli modelde z = () d olarak anımlanır. Daha sonra rendden arındırılmış seri için ( ~ y ) aşağıdaki ADF regresyonuna göre es gerçekleşirilir: d Δ ~ y ~ ~ = μ + β + δy y k d d + α j Δ j + ε (9) j=

13 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 3 Şu ana kadar üzerinde durulan birim kök eslerinde boş hipoez birim kökün varlığını ileri sürerken alernaif hipoez durağanlığı gösermekedir. Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (KPSS) (99) çalışmalarında ise birim kök hipoezinin farklılaşırarak birim kök esinin gücünün arığını ileri sürmüşleridir. Temelde KPSS esinin amacı yine serileri rendden arındırarak birim kök esi gerçekleşirmekir. KPSS esi için ahmin edilen modeller aşağıdaki gibidir: y = β + + ε (0) w w = w + u () Burada, w model için rassal yürüyüş süreci, deerminisik rend, u ise iid(0, σ ε ) dur. KPSS esinin ilk aşaması ε durağan haalar ve y serisinin kesme ve rend üzerine regresyonundan elde edilen haaları hesaplamakır. T S = =,,3,...,T için () e = ve daha sonra LM esi aşağıdaki gibi hesaplanır: T l LM = S / s ( ) (3) = Burada, s T = l ( l ) = T e + T w(s, l) e e olarak anımlanır. s= T = s+ s ( l) nin uarlı bir ahminini l giderken T için l = o( T / ) oranıyla hesaplanmak mümkündür. s Son olarak üzerinde durulacak birim kök esi ise haaların kökü birim daireye yaklaşığında (- e yaklaşığında) haalarda meydana gelen örneklem çarpıklığının üsesinden gelen Perron-Ng (996) ve Ng and Perron (00) arafından gelişirilen Ng-Perron esidir. Ng-Perron esi rendden arındırılmış GLS emeli dör es içermekedir. Bu esler; Phillips-Perron Z esinin α 3

14 4 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 modifiyesi, Bhargava isaisiğinin modifiyesi, Philips-Perron Z esi ve ERS Poin Opimal esleridir. Bu esler Ng and Perron arafından ileri sürülen M- esleri olarak bilinirler. İlk es Z nın modifiyesi olan MZ esidir: α α MZ α = Z α + (T / )(ˆ φ ) (4) Buradaki ( T / )(ˆ φ ) fakörü Z α nın modifiyesini sağlayan modifikasyon fakörü olarak bilinmekedir. İkinci es Bhargava isaisiğinin modifiyesi olan MSB isaisiğidir. Bu isaisik değeri Bhargava (986) ile ilgili olup MSB aşağıdaki gibi hesaplanır: T / MSB = (T = y /s ) (5) Phillips-Perron esi ile MSB esi arasında aşağıdaki gibi bir ilişki vardır: Z = MSB* Z α (6) Dolayısıyla modifiye edilmiş Phillips-Perron esi de ilişkisinden belirlenebilir. MZ = MSB* MZα T / Z + (/)( y /s ) φ ) MZ = = (ˆ (7) Bu sonuç Ng-Perron esinin üçüncü isaisiğini verir. Ng-Perron esinde kullanılan son es ise MPT olarak bilinen ERS Poin Opimal isaisiğinin modifiyesidir. MPT seride kesme veya kesme ve rend olmasına göre iki şekilde göserilebilir. İlkinde eğer seride kesme varsa MPT aşağıdaki gibi hesaplanır: T MPT = ct y~ ct y~ T /sar (8) = Eğer seride kesme ve rend varsa da MPT aşağıdaki gibi hesaplanabilir: 4

15 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 5 T MPT = ct y~ + ( c)t y~ T /sar (9) = Burada üzerinde durulan birim kök eslerinden ADF, ADF-GLS, Phillips-Perron, Ng-Perron MZa ve MZ birim kök eslerinin hipoezlerinde boş hipoez birim kök olduğu alernaif hipoez ise serinin durağan olduğudur. Buna karşın KPSS, Ng-Perron MSB ve MPT birim kök eslerinin hipoezlerinde boş hipoez serinin durağan olduğu iken alernaif hipoez birim kök olduğudur. Engle (98) arafından önerilen koşullu değişen varyans ARCH modeli normallik varsayımı y Ψ i ~ N(x b, h ) (0) p h = α 0 + α ε + α ε α p ε = α 0 + α i ε () p i= ε = y x b () i şeklindedir (ENGLE, 98:988). Burada (0) oralama modeli ve () ise varyans modeli olarak adlandırılır. h, ARCH modelinde kullanılan koşullu varyans; p ARCH sürecinin derecesini; α ise bilinmeyen paramerelerin vekörünü göserir(engle, 98:989). Koşullu varyans modelleri, kovaryansları sıfır, paramere oplamları birden küçük ( α p i= i < ) ve koşulsuz varyansı sonlu olduğu için beyaz gürülü sürecine sahip olacakır (GÖKÇE, 00:37). Denklem () de verilen ARCH(p) modelinde, ε nin koşullu varyansı ε i lerin gerçekleşen i değerlerine bağlıdır. Eğer ε nin gerçekleşmiş değeri büyük ise, h ile göserilen koşullu varyans da büyük olacakır (ENDERS, 995:43). Bu durumda, ε ler ikinci veya daha yüksek momenlerle ilişkili olduğundan korelasyonsuz olsalar da birbirlerinden bağımsız olmayacaklardır. Yukarıda verilen denklem () deki ARCH sürecinde yer alan paramerelere ilişkin bazı kısılar konulmuşur. Koşullu varyans ( h ), ε nin 5

16 6 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 gerçekleşen büün değerleri için poziif olmak zorundadır. Bu koşulun sağlanabilmesi için ARCH(p) denkleminde α 0 ve α i paramerelerinin sıfır olamayacağı oradadır. Böylece; α 0 ve i=,,,p olmak üzere α 0 0 > kısıları söz konusudur. Denklem () deki ARCH sürecinde ε, ε,..., ε p değerleri negaif olmayacağından, büün ε değerleri için koşullu varyans denklemi de negaif değer alamayacakır. ARCH süreci ile ilgili ikinci bir kısı ise, α paramerelerinin sabi erim hariç her birinin veya oplamlarının den küçük olması gerekliliğidir. Bu kısı sürecin kararlılığının sağlanması için gereklidir. Aksi halde α paramerelerinin oplamlarının den büyük olması durumunda süreç sonsuz bir varyansa sahip olacakır (ENGLE, 98:993). ARCH(p) süreci, p= değeri için ARCH() süreci olur ve bu süreç, i h = α 0 + α ε (3) şeklinde göserilir. ARCH() sürecindeki koşullu varyansın negaif olmaması için α 0 ve α in her ikisinin de poziif olduğu varsayılır. Yani, α 0 > 0, 0 < α < olma koşulları vardır. ARCH modeli ahmin edilirken koşullu varyans denkleminde doğrusal gecikme yapısındaki bellek uzunluğunun keyfi olması ve nisbi olarak uzun gecikmeler seçilmesi nedeniyle koşullu varyans denklemindeki paramerelere konulan oplam olarak negaif olamama kısıı ihlal edilmekedir. Bu kısıın sağlanmaması ve negaif varyanslı paramere ahminlerine ulaşılması sakıncasını gidermek amacıyla, ARCH modelleri genişleilerek hem daha fazla geçmiş bilgilere dayanan hem de daha esnek bir gecikme yapısına sahip olan genelleşirilmiş ARCH (kısaca GARCH) modeli gelişirilmişir (BOLLERSLEV, 986:308). Buna göre GARCH(p,q) modeli y h Ψ ~ N(0,h ) (4) i p q = α 0 + α i ε i + β jh j = α 0 + α(l) ε + β(l) h (5) i= j= ε = y x b (6) 6

17 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 7 şeklinde göserilebilir. Burada, y serisi, Ψ i bilgi kümesine bağlı olarak 0 koşullu oralama ve h koşullu varyans ile normal dağılıma sahipir. GARCH(p,q) modeli aşağıdaki koşulları sağlamalıdır. p > 0, q 0 α β 0 j > 0, 0, α i 0, i = 0,,,...p j = 0,,,...q (7) Dikka edilirse GARCH(p,q) süreci q = 0 için ARCH(p) modeline eşi olur. Ayrıca p = q = 0 alınırsa ε, basi beyaz gürülü sürecine eşi olacakır. GARCH(p,q) modeli, ek değişkenli ARMA modeli olarak görülebilir ve p ile q gecikme genişliklerinin seçimi kalını karelerine ilişkin geleneksel zaman serileri eknikleri kullanılarak belirlenebilir (BOLLERSLEV, 990:50). VERİ VE AMPİRİK BULGULAR Finansal verilerin özelliklerinden birisi günlük veriler gibi yüksek frekanslı serilerde isaisiksel bağımlılığın gözlenmesidir. Bu sonuç, bu ür veri yapısı içerisinde doğrusal olmayan sokasik süreçlerin uygulanabilir olduğu sonucunu doğurmakadır. Çalışmanın amacı, IMKB Ulusal 00 kapanış verilerini ve Dolar kuru saış fiyaını kullanarak finansal volailieyi oraya koymakır. ARCH ve GARCH modellerinin analiz edilmesinde kullanılacak veri grubu düzenli olarak yayınlanan ve mümkün olan en geçmiş değer olan 3/0987 arihinden başlayıp çalışmanın yapıldığı sıradaki en yeni değer olan 8/07/006 arihinde bimekedir. DOLAR değişkeni dolar kurunun saış fiyaının logarimasını ve IMKB00 değişkeni IMKB Ulusal 00 endeksi kapanış fiyaının logarimasını gösermekedir. Çalışmada kullanılan zaman serileri Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden elde edilmişir. İlk olarak DOLAR ve IMKB00 serilerinin zaman yolu grafiklerinin incelenmesi faydalı olacakır. Serilere ilişkin zaman yolu grafikleri Şekil de göserilmekedir. 7

18 8 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 Şekil : Dolar ve IMKB00 Serilerinin Düzey ve Birinci Farklarının Zaman Yolu Grafikleri Her iki zaman serisi de incelendiğinde serilerin zaman içinde poziif yönlü bir rende sahip olduğu görülmekedir. Yani her iki serinin de belirli bir oralamaya sahip olmadığı söylenebilir. Bu durum her iki serinin de durağandışı olabileceği hakkında bilgi vermekedir. Ancak buradaki rend ya deerminisik ya da sokasik rend olabilir. Serilerin birinci farkları alındığında ise her iki seride sıfır oralama erafında saçılım gösermeye başlamışır. Ayrıca zaman serilerinin hem düzey hem de birinci farklarının grafikleri incelendiğinde DOLAR serisinin yapısında özellikle 994 ve 000 yıllarındaki 8

19 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 9 krizlerin ekisi açık şekilde görülürken, IMKB00 serisinde bu yapı bu kadar ne gözlenmemekedir. Bu durum her iki serinin yapısında özellikle 994 ve 00 yıllarında bir oynaklık olabileceği hakkında fikir vermekedir. Serilerin yapısında gözlenen rend ekisi, seriler için Şekil de çizilen 30 gecikmeli korelogramlar yardımıyla da oraya konulabilir. Şekil ile verilen DOLAR ve IMKB00 zaman serilerine ai korelogramlar, ookorelasyon (ACF) ve kısmi korelasyon (PACF) kasayılarının amamının ± / 4896 = ± aralığının dışında olduğu için serilerin durağan bir yapı gösermediği görülmekedir. DOLAR Serisinin Düzeyi DOLAR Serisinin Birinci Farkı 9

20 0 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 IMKB00 Serisinin Düzeyi IMKB00 Serisinin Birinci Farkı Şekil : Dolar ve IMKB00 Saman Serilerinin Düzey ve Birinci Farklarının Korelogramı Serilerin birinci farkları alındığında ise ookorelasyon (ACF) ve kısmi korelasyon (PACF) kasayılarının çoğunluğu güven aralığının içinde kalmakadır. Buna rağmen serilerin durağanlığının incelenmesinde formel olarak durağanlık eslerinin kullanılması, serilerin durağanlığı hakkında fikir sahibi olunmasında daha faydalı olacakır. Dolayısıyla birim kök esleri serilerin yapısında görülen rendin deerminisik veya sokasik rendden hangisi olduğunu kesin olarak belirlemeye yardımcı olacakır. 0

21 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi Tablo : DOLAR ve IMKB00 Serileri için Birim Kök Tesleri Sonuçları DOLAR ve IMKB00 SERİLERİNİN DÜZEYİ BİRİM KÖK TESTLERİ d ADF Tesi ADF-GLS Tesi KPSS Tesi Phillips- Ng-Perron Tesi* Perron Tesi MZa MZ MSB MPT DOLAR a b c c IMKB a c c DOLAR ve IMKB00 SERİLERİNİN BİRİNCİ FARKI BİRİM KÖK TESTLERİ d ADF Tesi ADF-GLS Tesi KPSS Tesi Phillips- Ng-Perron Tesi* Perron Tesi MZa MZ MSB MPT DOLAR a a a a a a IMKB a a a a a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır. d ADF, ADF-GLS, Phillips-Perron, Ng-Perron MZa ve MZ birim kök eslerinin hipoezleri aynı iken, KPSS, Ng-Perron MSB ve MPT birim kök eslerinin hipoezleri aynıdır. * Ng-Perron Tesi dör emel es içermekedir. Tablo de DOLAR ve IMKB00 serileri için kesmeli model uygun olduğu belirlendiken sonra birim kök esleri uygulanmışır. Arırılmış Dickey- Fuller (ADF) ve ADF-GLS birim kök esleri uygulanırken ahmin edilen modele dahil edilen gecikme sayısı Akaike (AIC) ve Schwarz (SIC) bilgi krierleri ile Lagrange Çarpanları (LM) esi bir arada değerlendirilerek belirlenmişir. Buna göre DOLAR serisi için 05 gecikme, IMKB00 serisi için 6 gecikme alındığında arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı görülmüşür. KPSS esinde gecikme uzunluğu T / 70 ve Phillips-Perron ile Ng-Perron eslerinde ise gecikme uzunluğu T / 3 7 olarak hesaplanmışır. ADF-GLS, KPSS ve Ng-Perron birim kök eslerinin bir zaman serisine uygulanabilmesi için serilerin deerminisik rende veya en azından kesmeye sahip olması gerekir (SEVÜKTEKİN/NARGELEÇEKENLER, 005:79-3).

22 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 DOLAR ve IMKB00 serileri için birim kök esleri uygulanırken ahmin edilen modeller rendsiz ve kesmeli model olduğunda beş ade birim kök esi de uygulanabildi. O halde DOLAR ve IMKB00 zaman serileri için uygulanan beş ane birim kök esi sonuçlarına göre her iki zaman serisi de durağan değildir. Dolayısıyla zaman serilerinin birinci farkları veya gerekiyorsa ikinci farklarının alınması gerekmekedir. Tablo ayrıca birinci farkı alınmış seriler için uygulanmış olan birim kök eslerinin sonuçlarını da gösermekedir. Uygulanan üm eslerin sonucunda, serilerin birinci farkı alındığında serilerin durağanlaşığı gözlenmekedir. Model Belirleme DOLAR ve IMKB00 zaman serilerinin birinci farkı alındıkan durağanlaşığı sonucuna ulaşıldıkan sonra durağan seriler kullanılarak serilerin yapısına en uygun modelin belirlenmesi gerekmekedir. Serilerin yapısına en uygun model farklı gecikme uzunlukları içeren ARMA modelleri denenerek belirlenmeye çalışılmışır. Model belirme aşaması Box-Jenkins (976) meodolojisi emel alınarak oluşurulmakadır. Model kurulurken zaman serilerine ilişkin korelogramların dikkae alınması uygun modelin seçilmesine yardımcı olmakadır. Dolayısıyla DOLAR serisinin ookorelasyon fonksiyonu (ACF) ve kısmi korelasyon fonksiyonu (PACF) kullanılarak oluşurulan korelogram incelendiğinde kurulması gereken modelin bir ARMA(,3) olması gerekiği yargısına varılmakadır. Çünkü zaman serilerine ilişkin ACF ve PACF değerleri benzer yapılar sergilemeke ve ACF üçüncü gecikmeden sonra, PACF ise ikinci gecikmeden sonra kesilmekedir. Benzer şekilde IMKB00 serisi için hesaplanan ookorelasyon fonksiyonu (ACF) ve kısmi korelasyon fonksiyonu (PACF) kullanılarak oluşurulan korelogram incelendiğinde, kurulması gereken modelin bir ARMA(,) olması gerekiği yargısına varılmakadır. Burada da IMKB00 serisine ilişkin ACF ve PACF değerleri benzer yapılar sergilemeke ve her iki ookorelasyon kasayısı da birinci gecikmeden sonra kesilmekedir. Ancak yine de ARMA(p,0) veya ARMA(0,q) modelleri haricinde alernaif model ahminlerinin incelenerek karar verilmesi daha sağlıklı olacakır. Tablo de verilen DOLAR ve IMKB00 zaman serileri için ahmin edilen alernaif modellere ilişkin sonuçlar; (i) paramerelerin anlamlı olması, (ii) deerminasyon kasayısının ( R ) yüksek olması, (iii) AIC ve SIC bilgi krierlerinin mümkün olduğunca düşük olması, (iv) haa kareler oplamının (SSE) mümkün olduğunca düşük olması, (v) olabilirlik oranının (OLB) mümkün olduğunca yüksek olması, (vi) modelin F-isaisiğinin anlamlı olması krierlerine göre değerlendirilmekedir. Tablo de ahmin edilen modellerin amamında F-isaisikleri % anlamlılık düzeyinde anlamlı bulunmuşur, yani

23 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 3 uyumun iyiliği vardır. Bu nedenle bu model seçim krierinin Tablo ye yazılmasına gerek duyulmamışır. Tablo : Dolar ve IMKB00 Serileri Uygun Model Seçim Sonuçları DOLAR IMKB00 MODEL R AIC SIC SSE OLB R AIC SIC SSE OLB ARMA(,) ARMA(,) ARMA(,) ARMA(,) ARMA(3,) ARMA(,3) ARMA(3,) ARMA(,3) ARMA(3,3) Bunun yanında zaman serileri için ahmin edilen ARMA(p,q) modelleri Box-Jenkins meodolojisini emel aldığından, modellerin cimrilik (parsimony) özelliğine uyması amaçlanmakadır. Bu nedenle en çok ARMA(3,3) modeli için ahminler yapılmışır. DOLAR serisi için Tablo de ahmin edilen alernaif modeller içerisinden en uygun olduğu düşünülen model ARMA(,3) dür. Her ne kadar DOLAR serisi için ARMA(3,3) modeli de uygunmuş gibi görünse de ARMA(,3) modeline göre belirgin bir üsünlüğü görülmemekedir. Bu nedenle model değerlendirme krierleri bir arada ele alındığında ARMA(,3) modeli DOLAR serisi için en uygun olduğu düşünülen modeldir. Benzer şekilde SIC haricinde üm değerlendirme krierleri açısından IMKB00 serisi için en uygun model yine ARMA(,3) olarak gözlenmekedir. Seçilen modellerin ahmin sonuçları Tablo 3 e verilmekedir. Tablo 3: Olağan En Küçük Kareler Tahmin Sonuçları PARAMETRELER DOLAR-ARMA(,3) IMKB00-ARMA(,3) δ a a φ a a φ a a θ a a θ.8996 a a θ a a 3

24 4 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 R R AIC SIC SSE OLB F-İsaisiği a a a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır. Burada δ modelin oralaması veya sabi erim, φ, φ ooregresif paramereler, θ, θ, θ3 harekeli oralama paramereleri, R deerminasyon kasayısı ve R düzelilmiş deerminasyon kasayısıdır. DOLAR ve IMKB00 serileri için Tablo 3 e yer alan en küçük kareler sonuçlarına göre ahmin edilen modeller paramerelerin anlamlılığı ve diğer değerlendirme krierleri yönünden başarılıdır. Çünkü ahmin edilen paramereler isaisiksel olarak anlamlıdır. Her iki zaman serisi için uygun modeller ahmin edildiken sonra elde edilen en küçük kareler arıkları için Brusch-Godfrey serisel korelasyon esi farklı gecikmeler için hesaplanmış ve hesaplanan üm gecikmelerde ookorelasyon olmadığını göseren boş hipoez % veya % 5 anlamlılık düzeyinde red edilerek ookorelasyon paramereleri anlamlı bulunmuşur. Arıklardaki değişen varyans esi için Whie esi uygulanmışır. Arıklarda değişen varyanslılığın olmadığını savunan boş hipoez yine % veya % 5 anlamlılık düzeyinde red edilerek modelde güçlü bir değişen varyanslılığın olduğuna karar verilmişir. Dolayısıyla DOLAR ve IMKB00 serilerinin arıklarında hem ookorelasyon hem de değişen varyanslılığın bir arada olması koşullu değişen varyanslığın (ARCH ekisinin) önemli bir işareidir. Bu verilen sonuçlara ek olarak, zaman serilerinde varlığından şüphelenilen koşullu değişen varyansın oraya konulabilmesi için Engle ARCH esinin uygulanarak kararın deseklenmesi gereklidir. ARCH Tesi Bu aşamada zaman serilerine ai volailie ekisinin var olup olmadığını belirlemek için Engle (98) arafından öne sürülmüş olan ARCH esinin uygulanması gerekmekedir. ARCH esinin ilk aşaması verilere uygun bir model kurulmasıdır. Niekim zaman serileri için kurulan uygun modeller Tablo 4

25 Hülya Kanalıcı Akay Mehme Nargeleçekenler Finansal Piyasa Volailiesi ve Ekonomi 5 4 ile özelenmekedir. Daha sonra modelden elde edilen kalınılar hesaplanarak bu kalınılar ile h = α 0 + α ε + α ε α p ε p + v (8) yardımcı modeli ahmin edilerek elde edilen R yardımıyla LM = (T p)r es isaisik değeri hesaplanır. Uygulama verileri kullanılarak her bir zaman serisi için ön bilgiler dikkae alınmaksızın birinci merebe ARCH esi ile başlanarak gecikme sayısı ardışık olarak arırılmışır. Bulunan sonuçlar Tablo 4 e verilmekedir. Tablo 4: Dolar ve IMKB00 Serileri için ARCH-LM Tesi Sonuçları ARCH TESTİ DOLAR IMKB00 LM() a a LM(5) a a LM(0) a a LM(0) a a LM(40) a a a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır. Farklı gecikmeler dikkae alınarak hesaplanan ARCH esi sonucunda DOLAR ve IMKB00 serilerinde ARCH ekisinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Bu nedenle zaman serileri farklı ARCH modelleri ile ahmin edilmelidir. Tablo 5, farklı koşullu değişen varyans modellerinin, DOLAR ve IMKB00 serileri için ahmin sonuçlarını gösermekedir. Tahmin sonuçları, olabilirlik fonksiyonunu ençoklayan opimum ierasyonla bulunmuşur. Burada maksimum olabilirlik ahminleri söz konusu olduğu için, olabilirlik fonksiyonunun ençoklanmasında Bernd, Hall, Hall, ve Hausman (974) (BHHH) meodu kullanılmışır. Tahmin edilen modellerdeki paramereler işareleri yönünden değerlendirildiğinde varyans denklemine ai paramerelerin koşullu değişen varyans kısılarını sağlaması gereklidir. Aksi durumda, bağımlı değişken ile uyumun yeerli ölçüde olmadığı sonucuna 5

26 6 Ankara Üniversiesi SBF Dergisi 6-4 ulaşılmakadır. Buna göre DOLAR ve IMKB00 serileri için ahmin edilen ARCH ve GARCH modellerinin sonuçları Tablo 5 e göserilmekedir. Tablo 5 ile verilen değişen varyans modelleri incelendiğinde DOLAR serisi için üm modellerin koşullu değişen varyans paramerelerinin kısılarını yerine geirdiği görülmekedir. IMKB00 serisi için ise GARC(,) ve GARCH(,) dışındaki modeller varyans modelinin kısılarını yerine geirmekedir. Tablo 5: Koşullu Değişen Varyans Modelleri Tahmin Sonuçları DOLAR SERİSİNİN KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODEL TAHMİNİ Model ARCH ARCH GARCH GARCH GARCH GARCH Paramere p=, q=0 p=, q=0 p=, q= p=, q= p=, q= p=, q= δ a a a a a a φ φ θ θ θ α E-05 a 9.E-05 a 7.34E-05 a 8.59E-05 a 6.69E-05 a 6.38E-05 α a a a a a a α a b β a a a β AIC SIC OLB IMKB00 SERİSİNİN KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODEL TAHMİNİ Model ARCH ARCH GARCH GARCH GARCH GARCH Paramere p=, q=0 p=, q=0 p=, q= p=, q= p=, q= p=, q= δ a a a a a a φ a a c φ a a θ a a

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu

Türkiye 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

Detaylı

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

Zaman 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

Detaylı

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler

Dolar 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

Detaylı

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI

ÇOKLU 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.

Detaylı

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama

Box-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

Detaylı

DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ

DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ ARAŞTIRMA RAPORU (Kamuya Açık) DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ DR. MUSTAFA ÖZÇAM BAŞUZMAN ARAŞTIRMA DAİRESİ 27.02.2004 İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 2. DÖVİZ KURU

Detaylı

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR

Detaylı

SORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI

SORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI Ekonomeri 8 Ocak, 0 Gazi Üniversiesi İkisa Bölümü SORU SETİ 0 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI PROBLEM Aşağıda verilen avuk ei alebi fonksiyonunu düşününüz (960-98): lny = β + β ln X + β ln X + β ln X +

Detaylı

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi

Türkiye 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*

Detaylı

Murat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET

Murat 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

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI

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

Detaylı

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ

KONYA 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

Detaylı

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012

Ankara 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

Detaylı

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ T.C. KÜLTÜR ve TURİZM BAKANLIĞI STRATEJİ GELİŞTİRME BAŞKANLIĞI TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ UZMANLIK TEZİ Selim DAĞLIOĞLU EKİM - 010 ANKARA T.C. KÜLTÜR

Detaylı

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

24.05.2010. 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

Detaylı

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ

Bölüm 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

Detaylı

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ

BANKA 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.

Detaylı

Birim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim 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

Detaylı

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul

Long 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

Detaylı

Reel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi

Reel 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:

Detaylı

Araştırma ve Para Politikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5

Araştırma ve Para Politikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5 Araşırma ve Para Poliikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5 Para Poliikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler K. Azim ÖZDEMİR Temmuz 2009 Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası

Detaylı

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1

RASYONEL 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

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ

TÜRKİYE 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,

Detaylı

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Zaman serisi modellerinde, bağımlı değişken Y nin zamanındaki değerleri, bağımsız X değişkenlerinin zamanındaki cari

Detaylı

Teknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.

Teknolojik 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

Detaylı

Yaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi

Yaz 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

Detaylı

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ

T.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

Detaylı

NET 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? 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

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve

Detaylı

Araşırma 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.

Detaylı

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ

AYÇİÇEK 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

Detaylı

DOĞAL GAZ DEPOLAMA ġġrketlerġ ĠÇĠN TARĠFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI. BĠRĠNCĠ KISIM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve Ġstenecek Veriler

DOĞAL GAZ DEPOLAMA ġġrketlerġ ĠÇĠN TARĠFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI. BĠRĠNCĠ KISIM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve Ġstenecek Veriler DOĞAL GAZ DEPOLAMA ġġrketlerġ ĠÇĠN TARĠFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI BĠRĠNCĠ KISIM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve Ġsenecek Veriler BĠRĠNCĠ BÖLÜM Amaç, Kapsam, Dayanak ve Tanımlar Amaç ve kapsam Madde

Detaylı

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini Ekonomeri ve İsaisik Sayı:4 006-1-8 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ Whie ın Heeroskedisie Tuarlı Kovaryans Marisi Tahmini Yoluyla Heeroskedasie Alında Model Tahmini

Detaylı

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi

Reel 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

Detaylı

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ

TCMB 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

Detaylı

İMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi

İMKB 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

Detaylı

eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association

eyd 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

Detaylı

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?

YÜKSEK 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

Detaylı

Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Cilt:22 Sayı:2, Yıl:2007, ss:49-66

Dokuz 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

Detaylı

BİR 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 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

Detaylı

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *

İŞSİZLİK 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.

Detaylı

Birim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim 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

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:

REEL 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

Detaylı

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

HİSSE 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

Detaylı

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:17 Sayı:1 Haziran 2013 ss.17-35 Rasyonel Bekleniler Hipoezinin Tesi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Tes of he Raional Expecaions Hypohesis: Inflaion, Ineres Rae and Exchange

Detaylı

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi 259-284 Saın Alma Gücü Pariesinin Azerbaycan, Kazakisan ve Kırgızisan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbüünleşme Analizi Turhan Korkmaz Emrah İsmail Çevik ** Nüke Kırcı Çevik *** Öz Bu çalışmada Azerbaycan,

Detaylı

DÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ

DÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 8 / 2 (2006). 1-14 DÖVİZ KURU VE HİSSE SEETLERİ FİYATLARI ARASIDAKİ EDESELLİK İLİŞKİSİ Özlem AYVAZ * Öze : Bu çalışmada Türkiye de hisse seneleri

Detaylı

Uludağ Üniversitesi iktisadi ve idari Bilimler Fakültesi

Uludağ Üniversitesi iktisadi ve idari Bilimler Fakültesi FiNANSAL piyasa VOLAlililESi VE EKONOMi Yrd. Doç. Dr. Hülva Kanalıcı Akav Uludağ Ünıversitesi iktisadi ve idari Bilimler Faküıtesi Mehmet Nargeleçekenler Uludağ Üniversitesi iktisadi ve idari Bilimler

Detaylı

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ

PETROL 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

Detaylı

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:

Hisse 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

Detaylı

ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK

ULUSAL 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

Detaylı

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?

FAİZ 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,

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ

İSTANBUL 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,

Detaylı

BİRİM 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 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

Detaylı

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ

TÜRKİYE 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.

Detaylı

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ

TÜRKİYE 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

Detaylı

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case

The 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

Detaylı

YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU?

YABANCI 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

Detaylı

İstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi

İstanbul 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

Detaylı

TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006

TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 69 TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 ÖZET Prof. Dr. Rahmi YAMAK Arş. Gör. Zehra ABDİOĞLU Hall un esadüfi yürüyüş modeli, cari ükeim harcamalarının yalnızca geçmiş dönemin ükeim harcamaları

Detaylı

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi

Enflasyonun 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

Detaylı

Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği

Reel 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.

Detaylı

VARYANS KIRILMASI GÖZLEMLENEN SERİLERDE GARCH MODELLERİ: DÖVİZ KURU OYNAKLIĞI ÖRNEĞİ. PDF created with pdffactory Pro trial version www.pdffactory.

VARYANS KIRILMASI GÖZLEMLENEN SERİLERDE GARCH MODELLERİ: DÖVİZ KURU OYNAKLIĞI ÖRNEĞİ. PDF created with pdffactory Pro trial version www.pdffactory. 3 Erciyes Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi, Sayı: 3, Ocak-Haziran 9, ss.39-337 VARYANS KIRILMASI GÖZLEMLENEN SERİLERDE GARCH MODELLERİ: DÖVİZ KURU OYNAKLIĞI ÖRNEĞİ Sevda GÜRSAKAL

Detaylı

A nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey

A nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey MPRA Munich Personal RePEc Archive A nonlinear esimaion of moneary policy reacion funcion for Turkey Tolga Omay Omay and Mubariz Hasanov Çankaya Üniversiesi 6. July 006 Online a hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/054/

Detaylı

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10 econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf he Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Alp, Elcin Aykac Working

Detaylı

YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ

YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ Aaürk Ü. İİBF Dergisi, 0. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı, 20 463 YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ Oğuz KAYNAR Serkan TAŞTAN 2 Ferhan DEMİRKOPARAN 3 Öze: Doğalgaz emini nokasında

Detaylı

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region

A 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/

Detaylı

A. ENFLASYON VE İŞSİZLİK A.1. Enflasyon ve Tanımı: Fiyatlar genel düzeyindeki sürekli artışlardır. Temel olarak ortaya çıkış nedenleri üçe ayrılır:

A. ENFLASYON VE İŞSİZLİK A.1. Enflasyon ve Tanımı: Fiyatlar genel düzeyindeki sürekli artışlardır. Temel olarak ortaya çıkış nedenleri üçe ayrılır: A. ENFLASYON VE İŞSİZLİK A.1. Enflasyon ve Tanımı: Fiyalar genel düzeyindeki sürekli arışlardır. Temel olarak oraya çıkış nedenleri üçe ayrılır: Birincisi, Maliye Enflasyonu üreim girdilerinin fiyaları

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-6 / 1 Nisan 2010 EKONOMİ NOTLARI FİNANSAL STRES VE İKTİSADİ FAALİYET -10 -15 -20.

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-6 / 1 Nisan 2010 EKONOMİ NOTLARI FİNANSAL STRES VE İKTİSADİ FAALİYET -10 -15 -20. Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-6 / 1 Nisan 2010 EKONOMİ NOTLARI FİNANSAL STRES VE İKTİSADİ FAALİYET Selim Elekdağ İbrahim Burak Kanlı Absrac: This noe examines he ineracion beween financial sress

Detaylı

Türkiye nin Marshall-Lerner Koşuluna İlişkin Parçalı Eşbütünleşme Analizi

Türkiye nin Marshall-Lerner Koşuluna İlişkin Parçalı Eşbütünleşme Analizi YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:1 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Türkiye nin Marshall-Lerner Koşuluna İlişkin Parçalı Eşbüünleşme Analizi Yrd. Doç. Dr. C. Erdem HEPAKTAN Celal Bayar Üniversiesi,

Detaylı

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ

TÜRKİYE 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

Detaylı

TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI

TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI KOŞULLU VARYANS MODELLERİ: FİNANSAL ZAMAN SERİLERİ ÜZERİNE UYGULAMA Arzu KÖKCEN YÜKSEK LİSANS TEZİ ADANA-00

Detaylı

DA-DA DÖNÜŞTÜRÜCÜLER (DA Kıyıcı, DA Gerilim Ayarlayıcı) DA gerilimi bir başka DA gerilim seviyesine dönüştüren devrelerdir.

DA-DA DÖNÜŞTÜRÜCÜLER (DA Kıyıcı, DA Gerilim Ayarlayıcı) DA gerilimi bir başka DA gerilim seviyesine dönüştüren devrelerdir. DADA DÖNÜŞÜRÜCÜLER (DA Kıyıcı, DA Gerilim Ayarlayıcı) DA gerilimi bir başka DA gerilim seviyesine dönüşüren devrelerdir. Uygulama Alanları 1. DA moor konrolü 2. UPS 3. Akü şarjı 4. DA gerilim kaynakları

Detaylı

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ

İMKB 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

Detaylı

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract

THE 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

Detaylı

SORU SETİ 7 IS-LM MODELİ

SORU SETİ 7 IS-LM MODELİ SORU SETİ 7 IS-LM MODELİ Problem 1 (KMS-2001) Marjinal tüketim eğiliminin düşük olması aşağıdakilerden hangisini gösterir? A) LM eğrisinin göreli olarak yatık olduğunu B) LM eğrisinin göreli olarak dik

Detaylı

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği

Borsa 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,

Detaylı

Çift Üstel Düzeltme (Holt Metodu ile)

Çift Üstel Düzeltme (Holt Metodu ile) Tahmin Yönemleri Çif Üsel Düzelme (Hol Meodu ile) Hol meodu, zaman serilerinin, doğrusal rend ile izlenmesi için asarlanmış bir yönemdir. Yönem (seri için) ve (rend için) olmak üzere iki düzelme kasayısının

Detaylı

GARCH MODELLERĠ VE VARYANS KIRILMASI: ĠMKB ÖRNEĞĠ

GARCH MODELLERĠ VE VARYANS KIRILMASI: ĠMKB ÖRNEĞĠ GARCH MODELLERĠ VE VARYANS KIRILMASI: ĠMKB ÖRNEĞĠ Dr. Sevda Gürsakal sdalgic@uludag.edu.r Uludağ Üniversiesi, İİBF Ekonomeri Bölümü ÖZET Bu çalışmada hisse senedi oynaklığındaki kırılmalar Inclan ve Tiao

Detaylı

F frame prop acl. F frame. 1.1 Dur ve bekle (stop & wait) kullanım oranı. 1 = olarak ifade edilebilecektir. a = dersek; L R.

F frame prop acl. F frame. 1.1 Dur ve bekle (stop & wait) kullanım oranı. 1 = olarak ifade edilebilecektir. a = dersek; L R. 1.1 Dur ve bekle (sop & wai) kullanım oranı Herhangi bir akış konrol ekniğinin ne derece ekin olduğunu ölçebilmek üzere ha kullanım oranının incelenmesi gereklidir. Dur ve bekle akış konrol ekniğinde haın

Detaylı

TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI

TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI YAPISAL DEĞİŞİKLİK ALTINDA BİRİM KÖK TESTLERİ VE BAZI MAKRO İKTİSADİ DEĞİŞKENLER ÜZERİNE UYGULAMALAR Esra İĞDE

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006)

REEL DÖVİZ KURU VE ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006) REEL DÖVİZ KURU VE ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006) Ahme AY * Şerife ŞAYLAN ** İsmail KOÇAK *** Öze Bu çalışma, reel döviz kuru ile çıkı düzeyi arasındaki nedensellik ilişkisini

Detaylı

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama

Türkiye 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

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey

Crude 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/

Detaylı

Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)

Tüketici 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,

Detaylı

'STANBUL MENKUL KıYMETLERBORSASıNDA GETiRi VOLATlılTESININ MODEllENMESI VE ONRAPORLANMASI

'STANBUL MENKUL KıYMETLERBORSASıNDA GETiRi VOLATlılTESININ MODEllENMESI VE ONRAPORLANMASI 'STANBUL MENKUL KıYMETLERBORSASıNDA GETiRi VOLATlılTESININ MODEllENMESI VE ONRAPORLANMASI Prof. Dr. Mustafa Sevüktekin Uludağ Üniversitesi Iktisadi ve Idari Bilimler Fakültesi Mehmet Narueleçekenler Uludağ

Detaylı

Anahtat Kelimeler: Volatilite, Basel II, Geriye Dönük Test, Riske Maruz Değer

Anahtat Kelimeler: Volatilite, Basel II, Geriye Dönük Test, Riske Maruz Değer Volume Number 3 011 pp. 1-17 ISSN: 1309-448 www.berjournal.com RMD Hesaplamalarında Volailie Tahminleme Modellerinin Karşılaşırılması ve Basel II Yaklaşımına Göre Geriye Dönük Tes Edilmesi: İMKB 100 Endeksi

Detaylı

Para Politikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler. K. Azim Özdemir

Para Politikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler. K. Azim Özdemir Cenral Bank Review ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2009 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ Para Poliikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası

Detaylı

KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN EDİLMESİ

KOŞULLU 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

Detaylı

Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013)

Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013) YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2015 Cil:22 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013) Musa ATGÜR * N. Oğuzhan ALTAY ** ÖZ Bu çalışmada,

Detaylı

sbd.anadolu.edu.tr 73 Anadolu University Journal of Social Sciences Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi

sbd.anadolu.edu.tr 73 Anadolu University Journal of Social Sciences Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Türkiye de Kamu Yaırımlarının Özel Sekör Yaırımları Üzerindeki Ekisi: 1970-2009 The Effec of Public Invesmens on

Detaylı

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ Eem Hakan ERGEÇ Eskişehir Osmangazi Üniversiesi Mura TAŞDEMİR Eskişehir OsmangaziÜniversiesi Öze İnşaa sekörü çıkısının

Detaylı

Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sektörü İçin Ekonometrik Bir Analiz

Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sektörü İçin Ekonometrik Bir Analiz Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sekörü İçin Ekonomerik Bir Analiz Kuruluş BOZKURT Yrd. Doç. Dr., Adnan Menderes Üniversiesi Söke İşleme Fakülesi, Bankacılık ve Finans Bölümü kuriboz_48@homail.com

Detaylı

SIVILAŞTIRILMIŞ DOĞAL GAZ DEPOLAMA ŞİRKETLERİ İÇİN TARİFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI

SIVILAŞTIRILMIŞ DOĞAL GAZ DEPOLAMA ŞİRKETLERİ İÇİN TARİFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI SIVILAŞTIRILMIŞ DOĞAL GAZ DEPOLAMA ŞİRKETLERİ İÇİN TARİFE HESAPLAMA USUL VE ESASLARI BİRİNCİ KISIM Amaç, Kapsam, Dayanak, Tanımlar ve İsenecek Veriler BİRİNCİ BÖLÜM Amaç, Kapsam, Dayanak ve Tanımlar Amaç

Detaylı

VOB-BİST Endeks Sözleşmeleri İşlem Hacminin BİST Endekslerine Etkisi

VOB-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

Detaylı

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey

Şeyma 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

Detaylı

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ Dr. Burcu GÜVENEK Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F. Đkisa Bölümü Dr. Volkan ALPTEKĐN Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F.

Detaylı

Finansal İstikrarın Bankacılık Sisteminin Borç Verme Politikaları Üzerindeki Etkisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme

Finansal İstikrarın Bankacılık Sisteminin Borç Verme Politikaları Üzerindeki Etkisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme Finansal İsikrarın Bankacılık Siseminin Borç Verme Poliikaları Üzerindeki Ekisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme Öze Ekrem ERDEM * M. Faih İLGÜN ** Cüney DUMRUL *** 2008 yılında

Detaylı

Dokuz Eylül Üniversitesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013

Dokuz 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:

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 2, 2010 53

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 2, 2010 53 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 2, 2010 53 FİNANSAL PİYASA ETKİNLİĞİ: S&P 500 ÜZERİNE BİR UYGULAMA Erhan DEMİRELİ *, Gökuğ Cenk AKKAYA ** ve Elif İBAŞ *** Öze Finansal ekinlik kavramı

Detaylı