YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI"

Transkript

1

2 YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR Danışman: Doç. Dr. Şaban NAZLIOĞLU Temmuz 2015 DENİZLİ

3

4

5 ÖNSÖZ Lisans ve yüksek lisans eğiimimde bilgi ve deneyimlerini paylaşan, bu ez konusunun belirlenmesinde ve gerçekleşmesinde yardımlarını esirgemeyen, her zaman kapısını çalmakan çekinmediğim değerli hocam Sayın Şaban NAZLIOĞLU na, Okul hayaım boyunca benden deseklerini esirgemeyen ve hep arkamda duran büün aile bireylerime, Öğrenim hayaım boyunca akademik gelişmeme kakı sağlayan üm hocalarıma ve arkadaşlarıma sonsuz eşekkürlerimi sunarım. Bu çalışma, hiçbir şekilde haklarını ödeyemeyeceğim annem Haice ÇAĞLAR ve babam Erdoğan ÇAĞLAR a armağanımdır. i

6 ÖZET YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI ÇAĞLAR, Abdullah Emre Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri ABD Tez Yöneicisi: Doç. Dr. Şaban NAZLIOĞLU Temmuz 2015, 61 Sayfa Bu çalışmanın amacı kırılma nokasının bilinmediği, ek kırılmalı ADF ipi Zivo ve Andews (1992) ile LM ipi Lee ve Srazicich (2004, 2013) esini ve çif kırılmalı ADF ipi Narayan Popp (2010) ile LM ipi LS (2003) esini güç ve boyu özellikleriyle karşılaşırmakır. Bunun için 5000 deneme ile T=100 alınarak, Mone Carlo simülasyon denemelerinden yararlanılmışır. Ayrıca, bu eslere çeşili dereceden negaif ve poziif ookorelasyonlar eklenerek boyu ve güç özellikleri incelenmişir. Büün simülasyon sonuçları incelendiğinde, ek kırılmalı esler için, sıfır hipoezinin kabul edilmesi durumunda LM ipi Lee ve Srazicich (2004, 2013) esinin boyu özellikleri nominal anlamlılık düzeyine yakın olduğu için önerilmekedir. Alernaif hipoezin kabul edilmesi durumunda ise, Zivo ve Andrews (1992) esinin gücü yüksek olduğu için önerilmekedir. Çif kırılmalı esler dikkae alındığında, her iki esin kesin olarak birbirlerine üsünlüğü görünmemekedir. Burada oraya çıkan ilginç bir durum ise, Narayan ve Popp (2010) ve Lee ve Srazicich (2003) eslerinin güçleri oldukça zayıf kalmakadır. Ookorelasyon durumunda ise, büün eslerden elde edilen sonuçlar güvenilir değildir. Sonuç olarak, araşırmacılara hem ek kırılmalı hem de çif kırılmalı eslerde birbirlerine rakip olan esleri bir arada kullanmaları önerilmekedir. Anahar Kelimeler: Zaman Serisi, Yapısal Kırılmalar, Birim Kök, Mone Carlo ii

7 ABSTRACT COMPARISON OF SMALL SAMPLE PROPERTIES OF UNIT ROOT TESTS WITH STRUCTURAL BREAKS CAGLAR, Abdullah Emre Maser Thesis Economerics Deparmen Thesis Supervisor: Assoc. Prof. Saban NAZLIOGLU July 2015, 61 Pages This paper compares he single break ADF ype Zivo and Andews (1992) wih unknown break poin o LM ype Lee and Srazicich (2004, 2013) es and wo break ADF ype Narayan Popp (2010) o LM ype LS (2003) es wih regards o power and size characerisics. Hence, Mone Carlo simulaion rials were uilized hanks o 5000 rials based on T=100. Moreover, size and power characerisics were invesigaed by means of adding differen degrees of negaive and posiive auocorrelaions o hese ess. Upon inerpreaion of all simulaion ess, given ha he null hypohesis is employed for he single break ess, LM ype Lee and Srazicich (2004, 2013) es is recommended as he size characerisics of he es are close o nominal significance level. If an alernaive hypohesis is employed, Zivo and Andrews es is recommended since is power is higher. Considering he wo break ess, no cerain superioriy of one es o anoher is apparen. An ineresing siuaion herein is ha he powers of Narayan and Popp (2010) and Lee and Srazicich (2003) ess are remarkably weak. In he even of auocorrelaion, he resuls of all ess are no reliable. Consequenly, i is recommended for he researchers o use he compeiive ess ogeher for boh he single break and wo break ess. Keywords: Time series, Srucural Breaks, Uni Roo, Mone Carlo iii

8 İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ. i ÖZET. ii ABSTRACT.. iii İÇİNDEKİLER iv TABLOLAR DİZİNİ v GİRİŞ 1 BİRİNCİ BÖLÜM METODOLOJİK ÇERÇEVE 1.1. Birim Kök Teorisi Durağanlık Durağanlığı Ekileyen Bileşenler Trend Durağan ve Fark Durağan Süreçler Yapısal Kırılmalı Birim Kök Lieraürüne Genel Bir Bakış ADF ve LM ipi Yapısal Kırılmalı Birim Kök Tesleri İKİNCİ BÖLÜM AMPİRİK ÇERÇEVE: MONTE CARLO SİMÜLASYONU 2.1. Veri Oluşurma Sürecinin Tanımlanması Tek Kırılmalı Teslerin Güç ve Boyu Özellikleri Tek Kırılmalı Teslerin Ookorelasyon Alında Güç ve Boyu Özellikleri Çif Kırılmalı Teslerin Güç ve Boyu Özellikleri Çif Kırılmalı Teslerin Ookorelasyon Alında Güç ve Boyu Özellikleri Genel Bir Değerlendirme SONUÇ KAYNAKLAR ÖZGEÇMİŞ Sayfa iv

9 TABLOLAR DİZİNİ Sayfa Tablo 1. ADF ve LM Tipi Teslerin Kriik Değerleri 19 Tablo 2. Tek Kırılmalı Teslerde Model A için Boyu Özelliği 22 Tablo 3. Tek Kırılmalı Teslerde Model A için Güç Özelliği 24 Tablo 4. Tek Kırılmalı Teslerde Model C için Boyu Özelliği 25 Tablo 5. Tek Kırılmalı Teslerde Model C için Güç Özelliği 26 Tablo 6. Tek Kırılmalı Teslerin Poziif Yüksek Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 28 Tablo 7. Tek Kırılmalı Teslerin Negaif Yüksek Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 29 Tablo 8. Tek Kırılmalı Teslerin Poziif Ora Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 30 Tablo 9. Tek Kırılmalı Teslerin Negaif Ora Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 31 Tablo 10. Tek Kırılmalı Teslerin Poziif Düşük Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 32 Tablo 11. Tek Kırılmalı Teslerin Negaif Düşük Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 34 Tablo 12. Çif Kırılmalı Teslerde Model A için Boyu Özelliği 35 Tablo 13. Çif Kırılmalı Teslerde Model A için Güç Özelliği 36 Tablo 14. Çif Kırılmalı Teslerde Model C için Boyu Özelliği 37 Tablo 15. Çif Kırılmalı Teslerde Model C için Güç Özelliği 38 Tablo 16. Çif Kırılmalı Teslerin Poziif Yüksek Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 39 Tablo 17. Çif Kırılmalı Teslerin Negaif Yüksek Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 40 Tablo 18. Çif Kırılmalı Teslerin Poziif Ora Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 41 Tablo 19. Çif Kırılmalı Teslerin Negaif Ora Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 42 Tablo 20. Çif Kırılmalı Teslerin Poziif Düşük Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 43 Tablo 21. Çif Kırılmalı Teslerin Negaif Düşük Dereceden Ookorelasyon Alında Model A ve Model C için Boyu ve Güç Özelliği 44 Tablo 22. Tek Kırılmalı Teslerde Model A için Tüm Durumlar 49 Tablo 23. Tek Kırılmalı Teslerde Model C için Tüm Durumlar 50 Tablo 24. Çif Kırılmalı Teslerde Model A için Tüm Durumlar 51 Tablo 25. Çif Kırılmalı Teslerde Model C için Tüm Durumlar 52 v

10 GİRİŞ Zaman serisi değişkenine rassal bir şok geldiği zaman bu şokun ekisinin geçici olması durağanlık için yapılan analizlerden uarlı sonuçlar alınabilmesine olanak sağlamakadır. Zaman serisi değişkenine gelen şokun ekisi uzun dönemde serinin oralama ve varyansında bir değişiklik meydana geiriyorsa zaman serisi değişkeni durağan olma özelliğini kaybedecekir. Rassal şoklar serideki dalgalanmanın uzun süreli olmasına yol açmakadır (Perron, 1990: 153). Çünkü durağan olmayan bir seri, belirli bir zaman paikası boyunca değişen oralama ve varyans değerine sahip olmakadır. Zaman serisi değişkenlerinin durağan olmadığı durumlarda çeşili sorunlar oraya çıkmakadır. Durağan olmayan serilerle çalışıldığı zaman, sahe regresyon problemiyle karşılaşılmakadır (Granger ve Newbold, 1974: ). Basi regresyon modelinde durağan olmayan bir seri başka bir durağan olmayan seri üzerine regrese edildiğinde iki değişken arasında gerçeke anlamlı bir ilişki olmamasına rağmen, yüksek bir R 2 değeri oraya çıkabilmekedir Ayrıca, regresyon modelindeki kasayıların -isaisikleri anlamlı gözükebilmekedir. Bu sonuçlar sahe regresyon probleminin gösergesi olabilir. Karşılaşılan yüksek R 2 değeri değişkenler arası doğrusal bir ilişkiden kaynaklanmadan, iki değişkeninde güçlü bir rende sahip olmasından kaynaklandığı şeklinde ifade edilebilir. Klasik Doğrusal Regresyon Modeli haa eriminin beyaz gürülü adı verilen rassal bir süreç olduğunu ifade emekedir. Bu varsayımla birlike serinin durağan olabilmesi için pür rassal ya da beyaz gürülü süreci gerekli bir koşul olmakadır. Bu durumlara dikka edilmeden yapılan analizlerde özellikle poliika yapıcıların yanlış kararlar alabileceği göz önünde bulundurulmalıdır. Herhangi bir zaman serisi analizinde sahe regresyon sorununa uğramamak için, ilgili serilerde birim kökün varlığı incelenmelidir. (Harris, 1995: 19-20). Durağanlığın varlığı çeşili yollarla espi edilmekedir. Bunlardan bazıları: birim kök esleri, korelagramların incelenmesi ve grafik analizi gibi yönemlerdir. Bunların arasında en yaygın olarak kullanılan yönem ise birim kök esleridir. Lieraüre bu eslerle ilgili ilk kakıları Dickey ve Fuller (1979) çalışması yapmışır. Dickey ve Fuller in (1979) espiine göre, durağanlık ile serinin birim kök içermemesi aynı kavramlardır. Daha sonra Phillips ve Perron (1988), Dickey-Fuller denklemlerini kullanarak asimpoik uarlı varyanslar elde emişlerdir ve uarlı varyanslara sahip olan Phillips ve Perron (1988) esini gelişirmişlerdir. KPSS (1992) esinde diğer birim kök 1

11 eslerinin sıfır hipoezlerinde belirilen birim kök vardır hipoezine karşı çıkarak sıfır hipoezini seri durağandır varsayımı ile belirlemişlerdir (KPSS, 1992: ). Ellio, Rohenberg ve Sock (1996) esi Dickey-Fuller esinin değişirilmiş halidir ve asıl amacı esin gücünü arırmakır. Serilerin doğrusal bir rende veya bilinmeyen bir oralamaya sahip olması durumunda ADF ipi esen boyu ve güç özellikleri bakımından daha iyi sonuçlar verdiğini gösermişlerdir (Ellio, Rohenberg ve Sock, 1996: ). Zaman serilerinde çeşili dönemlerde keskin bir şekilde iniş-çıkışlar olabilmekedir. Bunların başlıca sebepleri arasında savaşlar, doğal afeler, hüküme arafından uygulanan poliika değişiklikleri olarak göserilebilir. Bu durumlarda zaman serisi değişkenlerinde yapısal kırılma meydana gelebilmekedir. Bu kırılma, zaman serisinin oralamasında, serinin rendin de ve her ikisinde de kırılma olabilmekedir. Seride oraya çıkan yapısal kırılmalanın varlığı halinde klasik birim kök esleri geçerliliğini koruyamamakadır. Zaman serilerinde yapısal kırılmayı dikkae almadan yapılan birim kök eslerinde, gerçeke deerminisik bir rend içeren çoğu ikisadi ve finansal zaman serileri yanlış olarak sokasik rende sahipmiş gibi görünmekedir (Perron, 1989: ). Zivo ve Andrews (1992), klasik birim kök esleri kullanıldığında, durağan olmayan birçok zaman serisinin yapısal kırılmaları dikkae alan esler kullanıldığında durağan olduğunu gösermişlerdir. (Zivo ve Andrews, 1992: ). Lieraürde yapısal kırılmaları dikkae alan birçok es vardır. Zaman serilerinin ek, çif ve daha fazla kırılma içermesi, kırılma nokasının bilinmesi veya bilinmemesi gelişirilmiş olan eslerin hareke nokası olmuşur. Yapısal kırılmayı dikkae alan esler hakkında lieraüre yapılan ilk kakı Perron un (1989) çalışması olmuşur. Bu çalışma seride ek kırılmaya izin veren ve kırılma nokası dışsal olarak önceden bilindiği varsayımlarına dayanmakadır. Buna karşın, Chrisiano (1992), Perron un (1989) dışsallık varsayımını eleşirmiş ve ek kırılmaya izin veren, kırılma nokasının bilinmediği es sraejisi gelişirmişir. Zivo ve Andrews (1992), ek kırılmalı ve kırılma nokasının bilinmediği ADF ipi es gelişirmişlerdir. Bu esin çıkış nokası olarak, Perron un (1989) çalışmasındaki dışsallık varsayımını eleşirmeleri olmuşur ve yapıkları çalışmada Perron a (1989) göre sıfır hipoezinin reddini gerekirecek daha fazla kanı bulmuşlardır. Banarjee, Lumsdaine ve Sock (1992), birim kökün varlığını es emek için, yinelenen (recursive), yuvarlanan (rolling) ve ardışık (sequenial) birim kök 2

12 eslerini gelişirmişlerdir ve bu eslerin asimpoik dağılımlarını çıkarmışlardır. Bu esin izlediği sraeji ise ek kırılmalı ve kırılma nokasının bilinmediği varsayımından hareke emekedir. Daha sonra Perron (1997), ek kırılma nokasının olduğu ve kırılma nokasının bilinmediği yeni bir birim kök esi gelişirmişir. Bu es sraejisini de Perron un (1989) çalışmasına bazı eklemeler yaparak oluşurmuşur. Ayrıca, Perron un (1989) çalışmasını eleşirerek veri seinden bağımsız dışsal bir kırılma nokası belirlenmeyeceğini ifade emişir. Lumsdaine ve Papell (1997), kırılma nokasının bilinmediği ve çif kırılmayı dikkae alan yeni bir birim kök esi gelişirmişlerdir. Lieraüre 2000 li yıllarda yeni kakılar yapılmışır. Lee ve Srazicich (2004, 2013), ek kırılmayı dikkae alan ve kırılma nokasının bilinmediği LM ipi es gelişirmişlerdir. Gelişirdikleri ek kırılmalı LM ipi esi, ADF ipi es olan Zivo ve Andrews (1992) esi ile karşılaşırmışlardır. Lee ve Srazicich (2004, 2013), gelişirdikleri esin Zivo ve Andrews (1992) esine göre daha iyi sonuçlar verdiğini ifade emişlerdir. Lee ve Srazicich (2003), çif kırılmayı dikkae alan ve kırılma nokasının bilinmediği LM ipi yeni bir birim kök esi gelişirmişlerdir. Bu çalışmada Lumsdaine ve Papell (1997) esinin boyu bozulması sorunu olduğunu ifade emişler ve gelişirdikleri LM ipi es ile bu sorunun önemli derecede oradan kalkığını gösermişlerdir. Bu konuda lieraüre son dönemde yapılan kakılardan biri de Narayan ve Popp un (2010) çalışmasıdır. Narayan ve Popp (2010), iki kırılmaya izin veren ve kırılma nokalarının bilinmediği yeni bir es sraejisi gelişirmişirler, Lee ve Srazicich in (2003) gelişirdiği es ile küçük örneklem kullanıldığında hangi esin güç ve boyu özelliklerinin daha iyi olduğunu araşırmışlardır. Narayan ve Popp (2010), gelişirdikleri ADF ipi esin güç ve boyu bakımından LM ipi Lee ve Srazicich (2003) esinden bazı durumlarda daha üsün olduğunu gösermişlerdir. Yapısal kırılmaları dikkae alan birim kök esleri içerisinde ek kırılmalı Zivo ve Andrews (1992) ve Lee ve Srazicich (2004, 2013); çif kırılmalı Lee ve Srazicich (2003) ve Narayan ve Popp (2010) esleri uygulamalı araşırmacılar arafından yaygın olarak kullanılmakadır. Google akademik veri abanına göre 1 Zivo ve Andrews (1992) 4063, Lee ve Srazicich (2004, 2013) 444, Lee ve Srazicich (2003) 1076 ve Narayan ve Popp (2010) 98 aıf almışır. Bu çalışmanın moivasyonunu uygulamada yaygın biçimde kullanılan ADF ve LM ipi yapısal kırılmalı birim kök eslerinin farklı veri yarama süreçlerinde nasıl bir performans (güç ve boyu) göserdiği sorusu eşkil emekedir. Bu 1 Tarih:

13 bağlamda farklı veri yarama süreçleri oluşurularak eslerin küçük örneklemlerde güç ve boyu özellikleri incelenecekir. Bu çalışmanın amacı kırılma nokasının bilinmediği varsayımından hareke eden ek kırılmalı ADF ipi Zivo ve Andrews (1992) esi ile LM ipi Lee ve Srazicich (2004, 2013) esi, çif kırılmalı LM ipi Lee ve Srazicich (2003) esi ile ADF ipi Narayan ve Popp (2010) eslerinin küçük örneklemlerde güç ve boyu özelliklerini karşılaşırmakır. Bu eslerde kullanılan farklı veri yarama süreçlerinin birbirlerine göre üsünlükleri güç ve boyu özellikleri bakımından araşırılacakır. Ayrıca, eslerin ookorelasyon sorunuyla karşılaşıklarında güç ve boyu özelliklerinin bu duruma nasıl epki vereceği bilinmemekedir. Bu amaçla, örneklem boyuu 100 olarak alınacak ve farklı kırılma nokaları belirlenerek Mone Carlo simülasyon denemeleri yapılacakır. Daha sonra bu eslere ookorelasyon eklenerek güç ve boyu özelliklerinin nasıl ekilendiği belirlenecekir. Dolayısıyla araşırmacılara, çalışma yapacakları veri seinde hangi durumlarda hangi esin daha iyi özelliklere sahip olduğunu göseren bir bilgi sunulacakır. Bu çalışma, lieraüre iki açıdan kakı yapabilecekir. Birincisi, uygulamada yaygın biçimde kullanılan ek kırılmalı ADF ipi Zivo ve Andrews (1992) ve LM ipi Lee ve Srazicich (2004, 2013) ile çif kırılmalı LM ipi Lee ve Srazicich (2003) ve ADF ipi Narayan ve Popp (2010) eslerinin farklı veri yarama süreçlerinde gösereceği küçük örneklem özelliklerinin ayrınılı olarak incelenmesidir. Lieraürde bu eslerin hepsinin bir arada bulunduğu ve bunların küçük örneklem özelliklerinin karşılaşırıldığı bir çalışmaya raslanmamakadır. Bu çalışmanın lieraüre ikinci kakısı, ilgili eslerin haa eriminlerinin ookorelasyon içerdiğinde boyu ve güç özelliklerinin nasıl değişiğini gösermekedir. Mevcu lieraür bilgimize göre, bu eslerin ookorelasyon sorunu alında boyu ve güç özelliklerini analiz eden bir çalışma henüz yapılmamışır. Bu çalışma ile birlike haa erimine eklenen çeşili ookorelasyon ipleri (güçlü poziif, zayıf negaif, vs.) dikkae alınarak öneriler sunulacakır. Sosyal bilimlerin doğası gereği çalışma yapılırken bazı kısılar belirlenmişir. Bu çalışmada üç kısı bulunmakadır. Bunlardan birincisi, yapısal kırılmalı birim kök ekolünde kırılma nokasının bilinmediği ADF ve LM ipi es sraejilerinin üzerine odaklanılmışır. İkincisi, ek ve çif kırılmanın dikkae alındığı esler çalışmaya dahil edilmişir. Üçüncüsü ise çalışmada ADF ipi esler (Zivo ve Andrews (1992), Narayan 4

14 ve Popp (2010)) ile LM ipi (Lee ve Srazicich (2004), Lee ve Srazicich (2004, 2013)) esler dikkae alınmışır. Çalışma iki bölümden oluşmakadır. Birinci bölümde meodolojik çerçevede, birim kök eorisi ve yapısal kırılmalı birim kök lieraürüne genel bir bakış yapılmışır. Çalışmanın ikinci bölümünde, veri oluşurma süreci anımlanmış ve Mone Carlo simülasyonu kullanılarak yapısal kırılmaları dikkae alan ilgili eslerin, küçük örneklemlerde güç ve boyu özellikleri karşılaşırılmışır. Ayrıca, bu bölümde genel bir değerlendirme yapılmışır. 5

15 BİRİNCİ BÖLÜM 1.METODOLOJİK ÇERÇEVE 1.1.Birim Kök Teorisi Durağanlık Zaman serileri için belli bir zaman paikası boyunca oralaması ile varyansı sabi kalıyorsa ve iki dönem arasındaki orak varyansı bu orak varyansın hesaplandığı döneme değil de yalnızca iki dönem arasındaki uzaklığa bağlı ise seri durağan olmakadır (Gujarai, 2010: 713). Herhangi bir şu şekilde göserilmekedir: y serisinin durağan olması için gerekli olan şarlar Oralama : E y 1.1 Varyans : Ookovaryanslar : 2 2 var y E y k E y y k Burada k, k gecikme ile ookovaryans, y ile y k arasındaki, yani aralarında k dönem fark olan iki y arasındaki ookovaryansı ifade emekedir. Eğer k=0 ise, 0 bulunur ki bu da y nin varyansıdır, k=1 ise, 1, y nin ardışık iki değeri arasındaki ookovaryansı olmakadır. Yukarıdaki olasılıklı süreç lieraürde zayıf durağan, kovaryans durağan ya da ikinci sıradan durağan süreç olarak adlandırılmakadır. Durağan olan süreçler oralamaya dönme eğilimi aşımakadırlar. Bu nedenle bu ür süreçlere oralamaya dönen süreçler de denilmekedir. Yani durağan süreçlere gelen bir şok kısa bir süre ya da geçici olarak ekili olmakadır. Diğer bir durağan süreç ise, kesin durağan veya güçlü durağan süreçir. Eğer y sürecinin dönemindeki orak dağılımı s dönem sonrada aynı kalıyorsa bu süreç kesin durağan süreci ifade emekedir. Güçlü durağanlık zayıf durağanlığı am olarak ima ememekedir. Zayıf durağanlık normallik ile birlike güçlü durağanlığı gösermekedir. Zayıf durağanlık sadece oralama ve varyans gibi ilk iki momen (oralama ve varyans) ile ilgiliyken güçlü durağanlık dağılımın büünüyle ilgili olmakadır Durağanlığı Ekileyen Bileşenler Nelson ve Plosser in (1982) çalışmasından sonra ekonomeri lieraüründe birim kök analizi önemli bir yer almaya başlamışır. Çoğu makroekonomik değişkenin birim 6

16 kök içerdiği bilinmekedir ve makroekonomi poliikalarının analizi için birim kök eorisi önem kazanmışır. Geleneksel olarak, zaman serisi analizinde seriler rend, mevsimsellik ve konjonkür bileşenleri olmak üzere ayrışırılmakadır ve aşağıdaki gibi yazılırsa; y gibi bir zaman serisi y T M K 1.4 burada, T = rend, M = mevsimsel bileşen, K = konjonkür bileşenlerini ifade emekedir. Trend uzun dönemde y yi açıklamada mevsimsel bileşenden daha fazla eki alanına sahipir. Kısa dönem dinamikleri konjonkür bileşenleri arafından açıklanmakadır (Maddala ve Kim, 1998: 3-4). Hodrick ve Presco (1980), yukarıdaki zaman serileri bileşenlerine esadüfi olarak gerçekleşen ve ekisi haa eriminde kendini göseren düzensiz bileşenleri eklemişir. Serper (1986), bu fakörlerin her birinin seri üzerindeki ekileri aynı yön ve şiddee olabileceği gibi farklı yön ve şiddee de olabileceğini ifade emişir. Dolayısıyla, zaman serileri ile analiz yapacak araşırmacılar bu fakörlerin seriler üzerindeki ekilerini incelemesi gerekmekedir. Trend, zaman serilerinin belli bir zaman paikası boyunca göserdikleri eğilimi ifade emekedir. Serilerin rend içermesi durumunda, yapılan ekonomerik analizler yanılıcı sonuçlar vermekedir. Çünkü analizi yapılacak iki değişkende de güçlü bir rend kendini göseriyorsa bu değişkenler arasında anlamlı bir ilişki olmamasına rağmen yüksek R 2 değeri oraya çıkabilmekedir. Bulunan yüksek R 2 değeri iki değişken arasındaki ilişkiden ziyade bu eğilimden (rend) kaynaklanmakadır. Bu nedenle iki değişken arasındaki ilişki gerçek bir ilişki mi yoksa sahe bir ilişkiyi mi ifade eiği, zaman serilerinin durağan olup-olmadığıyla yakından ilgili olmakadır. (Harris, 1995: 19-21). Lieraürde bu sorun sahe regresyon olarak bilinmekedir. Bu soruna neden olan rend, ikiye ayrılmakadır. Bunlardan birincisi, oldukça uzun bir dönemde oraya çıkan, yükseliş ve alçalış olarak kendini göseren ve belli bir yöndeki uzun dönemli eğilimi ifade eden deerminisik renddir. Deerminisik rendde olasılık durumu söz konusu değildir ve büünü ile kesirilebilir bir yönelim söz konusudur (Diebold, Francis X. ve Sendhadji Abdelhak S, 1996: 2). 7

17 y b e 1.5 Yukarıdaki denklem durağan olmayan bir zaman serisi içerisindeki deerminisik rendi ifade emekedir. İkinci rend biçimi ise, rassal yürüyüş modeli olarak da bilinen sokasik renddir (Mankiw, 1985: ). Burada ise eğilim önceden kesirilemeyip olasılık dağılımına sahipir: y y e olarak ifade edilmekedir Mevsimlik dalgalanmalar, zaman serilerinde kolayca izlenebilen ve sıkça raslanılan bir ekidir ve periyodik olarak kendini gösermekedir. Aylık ve üçer aylık zaman serilerinde daha sık raslanan mevsimsellik bileşeni, deerminisik ve sokasik mevsimsellik olmak üzere ikiye ayrılmakadır (Ünsal, 1997: 120). Deerminisik mevsimsellik ile sokasik mevsimsellik arasındaki fark şu şekilde açıklanabilir: Deerminisik mevsimsellik uzun dönemde kendini gösermekedir. Yani uzun dönemde geçerli olmakadır ve modelde verilen şokların ekisi uzun dönemde azalarak oradan kalkmakadır. Oysa sokasik mevsimsellik içeren modelde, şoklar oradan kalkmadan sürekli olma özelliği gösemekedir. Sokasik mevsimselliğin bulunduğu zaman serisinde belli bir döneminde oraya çıkan şok, hem serinin o dönemdeki değerini hem de serinin ileriki dönem değerlerini de ekilemekedir (Ayvaz, 2006: 71-72). Bu nedenle bir zaman serisinin hangi mevsimsellik özelliğinin olduğunun bilinmesi gerekmekedir. Böylece deerminisik ve sokasik mevsimsellik durumunda kullanılacak olan modellerin doğru bir şekilde belirlenmesi önem kazanmakadır. Konjonkürel dalgalanmalar ise, uzun dönemli harekeleri genel rend üzerinde gösermekedir. Bu dalgalanmaların uzunluğu ve yoğunluğu birbirinden farklı olabilmekedir Trend Durağan ve Fark Durağan Süreçler Trend zaman serilerinde görülen yavaş ve uzun dönemli gelişmelerdir. Trend amamen öngörülebiliyorsa deerminisik, amamen öngörülemiyorsa rassaldır. Şimdi elimizde şu şekilde durağan bir AR(1) sürecinin olduğunu varsayalım. 2 y y b ve ~ WN(0, ) olsun

18 edilmekedir. Bu modelden kasayılara çeşili sınırlamalar koyarak birçok model elde Durum 1: Saf rassal yürüyüş süreci b 0 0 ve 1 1 olarak anımlanırsa; y y saf rassal yürüyüş süreci elde edilmekedir. Bu sürecin durağan olmadığı bilindiği için, bunun birinci farkını alınırsa; y y y elde edilmekedir. Bu durumda ki bu süreç durağan bir süreç olmakadır ve y nin birinci farkı beyaz gürülü sürecini verir y rassal yürüyüş süreci düzeyde durağan değilken birinci farkı alındığında durağan hale gelmekedir. Dolayısıyla, durağan süreç olarak anımlanmakadır. Durum 2: Sabili rassal yürüyüş süreci y süreci fark Şimdi y 0 1y 1 b modeli için aşağıdaki kısılamalar geçerli olursa; 0 0, 1 1 ve b bu kısılar alında; y y sabili rassal yürüyüş süreci elde edilmekedir. Şimdi bunun birinci farkını aldığımızda; y ( elde edilmekedir. Bu durumda y poziif ( 0 0 için ) ya da negaif ) rend göserir. Böyle bir rend rassal rend özelliği sergilemekedir. Burada birinci fark denklemindeki sabi, orijinal yani düzey modelindeki rend kasayısına eşi olmakadır. Bunu şu şekilde göserebiliriz; y olsun. Bu modelin bir dönem gecikmesi alınırsa; y ( 1) şimdi, bu denklemi (1.12) numaralı denklemden çıkarırsak; y y y

19 elde edilmekedir. Yani fark denklemindeki sabi erim düzey denklemindeki rend eriminin kasayısına eşi olmakadır. Şimdi y 0 modelinin durağan olup olmadığını anlamak için özelliklerini inceleyelim; E( y ) E( ) den E( y ) elde edilmekedir. Var( y ) E( y E( y )) E( ) E( ) Dolayısıyla, y 0 y 1 durağan değilken, birinci farkı durağan olmakadır. Sonuça y fark durağan bir süreci ifade emekedir. Durum 3: Trend durağan süreç Şimdi ise, y y b modeline şu kısılamalar geirilirse; 0 0, 1 0 ve b burada, y b ile deerminisik rend modeli elde edilmekedir. Burada y her dönem b birim kadar armakadır ve buradaki rend deerminisik rend olmakadır. Dolayısıyla, bu sürece rend durağan (rend saionary) süreç denilmekedir. Çünkü bu süreç ilk iki sürecin aksine farkı alındığında değil deerminisik rendden arındırıldığında durağan hale gelmekedir. Bunu şu şekilde göserebiliriz. y b E( y ) b Sonuça sabi değildir. 0 yani, y nin oralaması zamana bağlı olarak değişmekedir. Var( y ) E( b b )

20 Varyans ise sabi olmakadır. Bundan dolayı y nin oralaması am olarak biliniyorsa, y oralamasından çıkarılarak (demeaning) durağan hale gelebilmekedir. Burada oralamadan çıkarmakla, rendden ayırmak (derending) aynı anlama gelmekedir. Gerçeken de y E( y ) durağan olmakadır. Yani y serisi rendden ayrışırıldığında durağan hale gelmekedir. Bu durum rend durağan serilerin durağan hale gelmesini sağlamak için rendden ayır edilmesi gerekiğini gösermekedir. Eğer y 0 b sürecini durağan hale geirmek için birinci farkı alınırsa; y b y b 1 elde edilmekedir. Bu yeni süreç ersine çevrilemeyen (noninverible) bir harekeli oralama (moving average, MA) sürecini ifade emekedir. Durum 4: Sabili ve rendli rassal yürüyüş süreci y y b denkleminde; , 1 1 ve b 0 kısıları ile, y y b 0 1 sabi erimli ve rendli rassal yürüyüş modeli elde edilmekedir. Bu sürecin birinci farkı alındığında; y y b y 0 b elde edilmekedir. Burada y süreci ( y değil) rend durağan bir süreçir. Durum 5: Trend durağan süreç Son olarak y y b denkleminde; , 1 1 ve b 0 kısılamaları alında elde edilen model deerminisik rend erafında durağan bir süreç olmakadır (Maddala ve Kim, 1998: 1-8, 1997: , Enders, 2014: 47-58). 1.2.Yapısal Kırılmalı Birim Kök Lieraürüne Genel Bir Bakış Dickey ve Fuller (1979, 1981) çalışmalarından sonra yapısal kırılmalı birim kök lieraürü önem kazanmış ve bu konuda çalışmalar yoğunlaşmaya başlamışır. Çünkü 11

21 yapısal kırılmaları dikkae alan çoğu eslerin emelini ADF (1981) esi oluşurmuşur. Diğer arafan Ellio, Rohenberg ve Sock (1996) birim kök esi, farklı bir sraeji ile DF (1979) esinin gücünü arırmayı başarmışır. Perron (1989), kırılma nokasının ek olduğu ve bu nokanın bilindiği varsayımları alında yapısal kırılmayı dikkae alan birim kök esi gelişirmişir. Nelson ve Plosser (1982) verilerini kullanarak es isaisiklerini çıkarmışır. Serilerde durağanlığı ekileyen şokların kısa süreli olduğu ve uzun süren şokların ise seriden kaynaklanmayıp dışsal olarak ele alınması gerekiğini ifade emekedir. Çalışmasında makro ekonomik değişkenleri ekileyen iki önemli olaydan bahsemekedir. Büyük Buhran ve OPEC krizi olmak üzere bu krizlerin analizlerde dışsal olarak kabul edilmesi gerekiğini savunmuşur ve izlediği veri yarama sürecinde bu iki olayı dışsal olarak kabul emekedir. Yapısal kırılmayı dikkae alan birim kök esini oluşurmak için üç ayrı model oluşurmuşur. Bu modellerde sıfır hipoezleri fark durağan süreci, alernaif hipoezler ise rend durağan süreci ifade emekedir. Trend doğrusunun sabiinde bir kırılma meydana gelmesi durumunda model A, rend doğrusunun eğiminde bir kırılma meydana gelmesi durumunda model B, A ve B modelinin oplam ekisini göseren ve hem rend doğrusunun sabiinde hem de eğiminde bir kırılmanın aynı anda gerçekleşiği durumda ise model C kullanılmakadır. Büyük Buhranın ekilerini model A ile açıklarken, OPEC krizini ise model B ile açıklamakadır. (Perron, 1989: ). Perron un (1989) önerdiği es sraejisi birçok eleşiri almışır. Burada şokların dışsal olarak alınamayacağını, yani kırılma nokasının önceden bilinmemesi (içsel) gerekiği yönünden eleşirilmişir. Faka bu es sraejisi ileriki dönemlerde gelişirilen eslerin emel kaynağını oluşurmuşur Perron (1990), serinin oralama düzeyinde ek kırılmanın olduğu ve kırılma nokasının bilindiği durumlar için yeni birim kök es sraejisi gelişirmişir. Seride eksik gözlem olmadığında, sandar birim kök esleri birim kökün olduğunu göseren hipoezi sapmalı gösererek red edememekedir. Bu eslerin gücü, serinin al örnekleminden elde edilmiş regresyonlarda genellikle düşük kalmakadır. Perron (1990), sıfır ve alernaif hipoez alında, serilerin oralamasında değişikliğe izin veren yeni bir es sraejisi gelişirmişir. Serinin oralamasındaki değişimin büyüklüğü anlamlı ise, seriler deerminisik bileşen erafında bağımsız ve benzer dağılımlı haa erimlerine sahip olsalar dahi, birim kök hipoezi reddedilmekedir. Burada şokların kalıcı bir şekilde ekilendiği göserilmişir. Dahası, şokların seri üzerinde kalıcı bir ekiye neden olmadığını, sadece 12

22 rend fonksiyonunda ek kırılma nokası için kalıcı olduğunu belirmekedir. Dolayısıyla, bu şokların dışsal olarak belirlenmesi gerekiğini ifade emekedir (Perron, 1990: ) ZA (1992) esinin emel çıkış nokasını, Perron un (1989) dışsallık varsayımının eleşirilmesi ile olmuşur. Veriden bağımsız bir şekilde kırılma nokasının dışsal olarak önceden bilinemeyeceğini ve kırılma nokasının veri oluşurma süreci içerisinde belirlenmesi gerekiğini ifade emişlerdir. Dolayısıyla, Perron un (1989) çalışmasındaki Büyük Buhran ve OPEC krizinin dışsal olarak alınamayacağını belirmekedir. ZA (1992) esinin modelleri Perron un (1989) esindeki modeller esas alınarak gelişirilmişir ve düzeydeki kırılmayı model A ile açıklarken, eğimdeki kırılmayı model C ile açıklamakadır. ZA (1992), gelişirdikleri ADF ipi esi Perron (1989) esi ile karşılaşırmak amacıyla Perron un (1989) kullandığı veri seini kullanmışlardır. Elde edilen sonuçlarda ise, Perron un (1989) aksine birim kökün kabulünü gerekirecek daha az kanı bulmuşlardır (ZA, 1992: ). LS (2004, 2013), kırılma nokasının bilinmediği ve ek kırılma nokasının olduğu durumlarda geçerli olan, model A için düzeyde kırılmayı, model C için ise eğimdeki kırılmayı dikkae alan LM ipi es sraejisi gelişirmişlerdir. LS (2004, 2013) esinin emel çıkış nokası, ZA (1992) esinde meydana gelen boyu bozulması sorunu olmuşur. Buradan harekele sıfır hipoezi alında kırılmanın varlığı ile birlike asimpoik dağılımların kırılmanın boyuundan ve büyüklüğünden ekilenmemesini ifade eden değişmezlik özelliği olan LM ipi es gelişirmişlerdir ve bu ese ek kırılmaya izin verilmiş ve kırılma nokasının bilinmediğini ifade emişlerdir. ADF ipi kırılma nokasının bilinmediği esler sıfır hipoez alında kırılmanın gerçekleşme ihimalini modele dahil ememekedir. Buradan iki önemli sonuç çıkmakadır. Birincisi, bu eslerde boyu bozulması oraya çıkmakadır, bu sonuçla birlike ADF ipi esler birim kök sıfır hipoezini sık sık reddeme eğiliminde olacaklardır. İkincisi ise, Nunes, Newbold, ve Kuan (1997), Vogelsang ve Perron (1998), Lee ve Srazicich (2001) çalışmalarında da belirildiği gibi ADF ipi esin emel özelliği olan alernaif hipoez alında, kırılmanın varlığı ile durağan olan seriler durağan değilmiş gibi göserilecekir. Özellikle kırılma nokasının büyüklükleri arıkça bahsedilen boyu bozulması da önemli sorun haline geleceğini ifade emişlerdir. Diğer yandan LS (2004, 2013), sıfır hipoezi alında kırılmanın olduğunu belirmekedir. ADF ve LM ipi eslerin emel ayrım nokasını sıfır 13

23 hipoezi alında kırılmanın olup-olmadığı varsayımı oluşurmakadır. LS (2004, 2013), sonuçları ZA (1992) esiyle karşılaşırmışır ve LS (2004, 2013) esinin çeşili durumlarda ZA (1992) esinden daha üsün olduğunu gösermişlerdir (LS, 2004: 7-10 ; 2013: ). Banarjee, Lumsdaine ve Sock (1992), Perron un (1989) çalışmasındaki bulgulardan harekele kırılma nokasının ek olduğu ve bilinmediği yaklaşımlarından yola çıkarak yeni bir birim kök esi gelişirmişlerdir. İkisadi zaman serilerinin kırıklı bir rend doğrusu erafında durağan olma olasılığını araşırmışlardır. Kırılma nokasının bilinmediği varsayımı alında ekrarlı (recursive), yuvarlanan (rolling) ve ardışık (sequenial) olarak ifade edilen üç modeli içeren bir es sraejisi gelişirmişlerdir. Yinelenen ve yuvarlanan esler verilerin al dönemlerindeki değişmelere dayanmakadır. Ardışık es isaisikleri ise, bir kırılma nokası ile indekslenen bir değişkenler dizisi ve üm veriler kullanılarak hesaplanmışır. (İğde, 2010: 42) Bununla birlike birim kök ve zaman serisi regresyonunda değişen kasayılar için ekrarlı, yuvarlanan ve ardışık eslerin asimpoik dağılımlarını da gelişirmişlerdir. (Banarjee, Lumsdaine ve Sock, 1992: ) Lumsdaine ve Papell (1997), seride iki kırılmaya izin veren ve kırılma nokalarının bilinmediği durumlarda geçerli olan birim kök esi gelişirmişlerdir. Bu ese birim kökün sıfır hipoezi seride yapısal kırılmanın olmadığı ve birim kök içerdiğini göserirken, alernaif hipoez ise rend durağan olmak üzere serinin rend fonksiyonunda iki farklı zamanda meydana gelen kırılmayı ifade emekedir. (İğde, 2010: 51) Bu hipoezleri es emek için üç farklı model oluşurmuşlardır. Bunlardan birincisi, oralamada iki kırılmaya izin veren model AA, ikinci model ise birinci ve ikinci kırılmayı ayrışırarak rend fonksiyonunun hem sabiinde hem de eğiminde bir kırılmaya izin verirken, ikinci kırılmaya ise sadece rendin sabiinde izin vermekedir ve CA modeli olarak anımlanmakadır. Üçüncü oluşurulan model CC modelidir ve rendin hem eğiminde hem de sabiinde iki kırılmaya izin vermekedir. LP (1997), Nelson ve Plosser in (1982) veri seinden yararlanmışlardır ve bulgularını Perron (1989) ve ZA (1992) esleri ile karşılaşırmışlardır. ZA (1992) esine göre birim kökün reddini gerekirecek daha az kanı bulmalarına rağmen, Perron a (1989) göre ise birim kökün reddini gerekirecek daha fazla kanı bulmuşlardır (Lumsdaine ve Papell, 1997: ). 14

24 Lee ve Srazicich (2003), kırılma nokasının bilinmediği varsayımı ile iki kırılmayı dikkae alan yeni bir LM ipi birim kök esi gelişirmişlerdir. Model A için düzeyde kırılmayı ve model C için ise, eğimde kırılmayı dikkae alarak iki model önermişlerdir. Çalışmalarında elde eikleri sonuçları LP (1997) esi ile karşılaşırmışlardır. LP nin (1997) kırılma nokasının bilinmediği ve iki kırılmaya izin veren birim kök esini genişleerek, sıfır hipoezi alında kırılmanın olmadığı varsayımı ile gelişirmişlerdir. Bu yaklaşımda sıfır hipoezinin reddi birim kök hipoezinin reddedilmesini gerekirmemekedir. Faka seride kırılmanın olmadığı durumlarda birim kökün reddedilmesi anlamına gelebilmekedir. Benzer bir şekilde alernaif hipoez alında kırılmanın varlığı ile rend durağanlığı ifade emez ve iki kırılmayı içeren birim kök durumunu göserebilir. Tüm bu eleşiriler iki kırılmalı LM ipi LS (2003) esinin çıkış nokasını oluşurmuşur. Sıfır hipoezi alında (kırılmanın olmadığı varsayıldığında) LP (1997) yaklaşımının es isaisiği bozucu paramerelere göre değişmez varsayımını yapmakadır. Oysa ki bu varsayım LM ipi LS (2003) e gerekli değildir. LS (2003), çalışmasındaki sonuçlara göre LP (1997) esinde boyu bozulması meydana geldiğini gösermişir. Ayrıca, kırılmanın büyüklüğü arıkça boyu bozulması önemli derecede arığını ve LS (2003) esinde ise böyle bir boyu bozulması olmadığını gösermişlerdir. Alernaif hipoez alında LS (2003) esinin gücü düşük kırılma boyuları için nispeen daha isikrarlı olmakadır. Daha yüksek kırılma nokaları için ise, esin gücü nispeen daha düşük olduğunu gösermişlerdir (Lee ve Srazicich, 2003: 10-12). Narayan ve Popp (2010), ADF ipi çif kırılmayı dikkae alan ve kırılma nokalarının bilinmediği varsayımına dayanan yeni bir birim kök esi gelişirmişlerdir. Burada iki farklı duruma dikka çekmişlerdir. Bunlardan birincisi, rendli serilerin düzeyinde çif kırılma meydana gelmesi, ikincisi ise rendli serilerin hem eğim hem de düzeyinde çif kırılmanın gerçekleşiği durumlar için modeller gelişirmişlerdir. Kırılma nokalarının önceden bilinmediği varsayımı ile kademeli sapmalı modeller (innovaional ouliers) kullanmışlar ve kırılmaların aşamalı bir şekilde gerçekleşiğini savunmuşlardır. Lee ve Srazicich (2001), ADF ipi birim kök eslerde sıfır hipoezi geçerliyken kırılma meydana geldiğinde küçük örneklemlerde boyu bozulması ile karşılaşıldığını gösermişlerdir. Faka kırılmanın önsel olarak bilindiği durumlarda (örn. Perron (1989, 1990)) boyu bozulması oraya çıkmadığını belirmişlerdir. Popp (2008), ADF ipi birim kök eslerinin genelinde bahsedilen boyu bozulmasının olmayacağına işare emişir. Boyu bozulmasının emelinde ise, regresyon paramerelerinin sıfır ve alernaif 15

25 hipoezleri alında farklı açıklama içermeleri yamakadır. Yani sıfır ve alernaif hipoezleri alında kırılma olup olmadığını varsaymak bu problemin oraya çıkış sebebi olacağını ve bu paramerelerin kırılma nokalarının seçimi için önemli rol oynadığını ifade emişir. NP (2010), gelişirdikleri esin ilginç bir özelliği ise, esin kriik değerleri kırılma nokalarının bilinmediği varsayımı ile örneklem büyüklüğü arığı zaman kırılma nokalarının bilindiği duruma yakınsamakadır. Çalışmalarında diğer birim kök esleri ile karşılaşırma yapmak amacıyla Nelson ve Plosser veri seini kullanmışlardır. Ayrıca, Nelson Plosser veri sei savaş dönemi ekilerini yansıığı için yeni bir veri seine ihiyaç duymuşlardır. Bunun için Amerika nın 32 makro ekonomik veri seini savaş sonrası dönemini ve günümüzü daha iyi açıkladığı için kullanmışlardır. Karşılıklı ekileri oraya çıkarmak amacıyla birim kök eslerinin sıfır hipoezini reddeme sayılarını incelemişlerdir. Kırılma nokasının bilinmediği ve iki kırılmayı dikkae alan LP (1997) esi %1 anlamlılık düzeyinde iki kez, %5 anlamlılık düzeyinde üç kez ve %10 anlamlılık düzeyinde ise iki kez olmak üzere oplamda yedi kez birim kök hipoezini reddemişir. Diğer yandan kırılma nokasının bilinmediği ve iki kırılmayı dikkae alan LM ipi LS (2003) esi %1 anlamlılık düzeyinde sıfır, %5 anlamlılık düzeyinde dör kez ve %10 anlamlılık düzeyinde ise alı kez olmak üzere oplamda on kez birim kök hipoezini reddemişir. Son olarak NP (2010) esi ise esi %1 anlamlılık düzeyinde bir, %5 anlamlılık düzeyinde bir kez ve %10 anlamlılık düzeyinde ise bir kez olmak üzere oplamda üç kez birim kök hipoezini reddemişir (Narayan ve Popp, 2010: ) ADF ve LM ipi Yapısal Kırılmalı Birim Kök Tesleri Yapısal kırılmalı birim kök eslerinin birçoğunun emelini ADF ve LM ipi esler oluşurmakadır. Lieraürdeki çalışmaların birçoğu ADF birim kök regresyon modeline kukla değişkenler ekleyerek yapısal kırılmaları dikkae alan çeşili birim kök es sraejisi gelişirmişlerdir. y Z e ve e e Yukarıdaki gibi bir veri oluşurma süreci LM ve ADF ipi yapısal kırılmalı birim kök eslerinin başlangıç nokası olmuşur. Daha sonra esler LM ve ADF prensiplerine göre ayrılmışlardır. 16

26 ADF ipi es sraejisinde ahmin edilen model: y ˆ Z y y 1 j j j1 k 1.28 LM ipi es sraejisinde ahmin edilen model: y ˆ Z S burada, S y x Z, =2,, T dir. Ayrıca, x ise, y1 Z 1ˆ ile oluşurulmakadır. ˆ, y nin Z üzerine regresyonundan elde edilen kasayılardır. Ayrıca, k j1 y j j erimi ADF yaklaşımında, k js j erimi LM j1 yaklaşımında ookorelasyon sorununu çözmek için regresyon modeline dahil edilebilmekedir. Burada, karşımıza opimal gecikme uzunluğu belirleme sorunu çıkmakadır. Perron a (1989) göre, k nın opimal sayısına karar verebilmek için genelden özele yaklaşımından yararlanılması gerekmekedir. Maksimum sayıda gecikme ile başlanarak regresyonlar ahmin edilir ve kriik değere göre sıfırdan anlamlı derece bir farklılık görünüyorsa o gecikmede durulur. Böylece uygun gecikme sayısı belirlenmekedir (Ng ve Perron, 1995: ). Bu modellerde Z dışsal değişkenler vekörüdür ve Z nin spesifikasyonuna bağlı olarak farklı model anımları yapılmakadır. Yapısal kırılma/ların dikkae alınmadığı sandar birim kök eslerinde (ADF, PP gibi) Z dışsal değişkenler vekörü aşağıdaki gibi anımlanmakadır: Z [0] : Sabisiz ve rendsiz model Z [1] : Sabili model Z [1, ] : Sabili ve rendli model ZA (1992) ve LS (2004, 2013) eslerinde kırılmayı içerecek biçimde aşağıdaki gibi anımlanmakadır: Z [1,, D ]: sabie ek kırılma (Model A) Z dışsal değişkenler vekörü ek 17

27 burada 1 için D 1, diğer durumlar için 0 değerini almakadır. yapısal kırılmanın zamanını belirmekedir. Z [1,, D, DT ] : sabie ve rende ek kırılmaya (Model C) burada 1 için DT T B, diğer durumlarda ise 0 değeri almakadır. LS (2003) ve NP (2010) eslerinde kırılmayı içerecek biçimde aşağıdaki gibi anımlanmakadır: Z dışsal değişkenler vekörü çif Z [1,, D, DT ] 1 1 : sabie çif kırılma (Model A) burada j=1,2 iken j 1 için Dj 1, diğer durumlarda ise 0 değerini alır. j, kırılmanın gerçekleşiği zaman periyodunu gösermekedir. C) Z [1,, D, D, DT, DT ] : sabie ve rende çif kırılma (Model burada 1 için DT T j Bj, diğer durumlarda ise 0 değerini alır Serinin durağan olup-olmadığını belirlemek için anımlanan sıfır ve alernaif hipoezle şu şekildedir: H : 0 0 : Birim kök vardır (durağan değildir) H : 0 1 : Birim kök yokur (durağandır) Yapısal kırılmanın olmadığı durumda, hipoez esi için kullanılan es isaisiği aşağıdaki gibidir: ˆ ( ˆ sa ) 1.30 sh( ˆ ) burada ˆ model 1.28 veya 1.29 un EKK ahmininden elde edilen paramere, sh ise bu paramereye ilişkin sandar haayı gösermekedir. Yapısal kırılmanın olduğu durumda ise, ADF ipi es sraejini kullanan ZA(1992) ve NP (2010) (1.28) numaralı modelde; LM ipi es sraejini kullanan LS (2003) ve 18

28 LS (2004, 2013) (1.29) numaralı modelde, ek araflı -isaisiğini minimize eden değeri seçilir: i ˆ inf i ˆ inf i () ˆ, i=a, C 1.31 Burada,, (0,1) al kümesinde belirlenmişir. kırılma zamanı, olası kırılma nokaları için minumum (negaif) birim kök -isaisiğini veren noka olarak seçilmekedir. Tablo-1: ADF ve LM ipi Teslerin Kriik Değerleri Model A Model C %1 %5 %10 %1 %5 %10 ZA (1992) LS (2004,2013) LS (2003) = = = = = =0.2 2 =0.4 1=0.2 2 =0.6 1=0.2 2 =0.8 1=0.4 = =0.4 2 =0.8 1=0.6 2 = , NP (2010) kırılma nokasını gösermekedir ve kırılma nokası T / T ile LS (2004,2013) esi için, belirlenmekedir. LS (2003) esi için, ( / ) 1 T T B1 ve T T sırasıyla birinci ve ikinci kırılma 2 ( / ) nokasını gösermekedir. LS (2004,2013) esinde kriik değerler simerik olma özelliğine sahipir. B2 B 2 ZA (1992), s. 256, LS (2013), s LS (2003), s NP (2010), s

29 İKİNCİ BÖLÜM 2.AMPİRİK ÇERÇEVE: MONTE CARLO SİMÜLASYONU 2.1.Veri Oluşurma Sürecinin Tanımlanması Bu bölümde ek kırılmalı ZA (1992) ve LS (2004, 2013) esleri ile çif kırılmalı LS (2003) ve NP (2010) birim kök eslerinin güç ve boyu özelliklerinin göserdikleri performanslar incelenmişir. Boyu ve güç özellikleri incelenirken, boyu özelliklerinin nominal %5 anlamlılık düzeyinde olması boyu bozulması sorunu ile karşılaşılmayacağını gösermekedir. Ayrıca, esin gücünün 1 e yakın olması ise o esin güçlü olduğunu gösermekedir. Bu özellikleri oraya çıkarmak amacıyla Mone Carlo simülasyon denemeleri kullanılmışır ve simülasyonlar küçük örneklemde (T=100) ve 5000 deneme ile gerçekleşirilmişir. Hangi durumlarda bu eslerin daha iyi olduğunu incelemek amacıyla, kırılma arihinin başa, orada ve sonda (25, 50, 75) olduğu durumlar incelenmişir. Ayrıca, eslerin kırılma nokalarını doğru ahmin eme oranını göseren kırılma nokalarının sıklıkları ablolara dahil edilmişir. Tek kırılmalı esler için, doğru ahmin edilen nokanın sıklıkları 5, 10, 20 ve 30 ile göserilirken, kırılma nokasını ve i kırılma büyüklüklerini gösermekedir. Çif kırılmalı esler için ise, göserirken, i kırılma nokalarını ve TB kırılma nokalarını doğru ahmin eme oranlarını i d i kırılma büyüklüklerini gösermekedir. Kırılma nokalarının sıklıkları, ahmin edilen kırılma nokasının hangi aralıklarda doğru ahminler verdiğini bulmak amacıyla abloda göserilmekedir. Kırılma büyüklüğünün sıfır olması kırılmanın olmadığını gösermekedir. Çalışmanın çıkış nokalarından biri de ilgili eslerin ookorelasyon durumunda göserecekleri performanslardır. Bu amaçla modellerin haa erimlerine çeşili dereceden poziif = (0.2, 0.5, 0.8) ve negaif = (-0.2, -0.5, -0.8) ookorelasyonlar eklenmişir. Büün esler için düzeyde kırılmayı göseren model A ve hem düzeyde hem de eğimde kırılmayı göseren model C dikkae alınarak ablolar oluşurulmuşur. Veri oluşurma süreci aşağıdaki şekildedir: y Z e e e ve, 1 ~ iidn(0,1)

30 Büün simülasyonlarda, Gauss (versiyon 15.0) RNDNS prosedürü ile pseudo ~ iidn(0,1) rassal sayıları elde edilmişir. Ayrıca, 0 ve y 0 ın başlangıç değerlerinin sıfır olduğu varsayılmışır. 1 eslerin boyu özelliğini ifade emekedir ve sıfır hipoezi alında reddeme oranını gösermekedir. Güç özelliği ise, 1 durumunu belirirken, alernaif hipoez alında reddeme oranını gösermekedir. Özele ifade emek gerekirse, birinci ip haa yapma olasılığı (doğru hipoezi reddeme) esin boyu özelliğini göserirken, ikinci ip haa yapma olasılığı (yanlış hipoezi kabul eme) ise esin güç özelliğini gösermekedir. Simülasyonlarda, 1(boyu) için sıfır hipoezi doğrudur şeklinde oluşurulurken, 1(güç) için ise, alernaif hipoez doğrudur şeklinde oluşurulmuşur ve hesaplamalarda %5 kriik değerler kullanılmışır. Faka LS (2003) esinde model C için yazarlar çalışmalarının içerisindeki kriik değerler yerine düzelilmiş kriik değerleri kullanmışlardır. LS (2003) de düzelilmiş kriik değerler açıklanmadığı çalışmamızda LS (2003) çalışmasındaki düzelme yapılmamış kriik değerler %5 düzeyi dikkae alınarak hesaplamalar yapılmışır. Ayrıca, büün esler için kullanılan kriik değerler ilgili abloların alında göserilmişir. 2.2.Tek Kırılmalı Teslerin Güç ve Boyu Özellikleri Model A nın boyu özelliği için 2 numaralı ablo incelendiğinde, kırılma nokası ilk gözlemlerde ( 25) olmakadır. Özellikle kırılma büyüklükleri için ise, LM ipi esin boyu özellikleri %5 düzeyine yakın 3 4 ve 3 6 olduğunda LM ipi esin boyu özelliğinin nominal anlamlılık düzeyinde olduğu görülmekedir. Yani LM ipi ese boyu bozulması görülmemekedir. Faka kırılma büyüklükleri arınca iki es de nominal anlamlılık düzeyinden uzaka kalmakadır. Ayrıca, ADF ipi esin boyu özellikleri büün kırılmalarda %5 düzeyinden oldukça uzaka kalmakadır. Dolayısıyla, boyu bozulması oraya çıkmakadır. Bu durumda, sıfır hipoezi doğru olmasına rağmen yanlış biçimde reddedilmekedir. Kırılma nokalarının sıklıklarına bakıldığında ise, her iki ese de kırılma büyüklükleri arıkça kırılma nokasını doğru ahmin eme oranı yükselmekedir. Kırılma nokası serinin oralarında ( 50) ise, LM ipi esin performansı kırılma büyüklüğü yüksek olmadıkça nominal anlamlılık düzeyine daha yakın 21

31 olmakadır. Faka kırılma büyüklüğü arınca, 3 10 olduğunda ise, yine her iki ese nominal anlamlılık düzeyinden oldukça uzaka kalmakadır. Yine bu nokada ADF ipi ese boyu bozulması görülmekedir. Kırılma nokası serinin sonlarında ( 75) olduğunda ise, kırılmanın oralarda olduğu durum ile benzer sonuçlar çıkmakadır. Ayrıca, kırılma nokasına farklı uzaklıklardaki kırılma nokasının doğru ahmin edilme oranlarına da bakılabilir. Kırılma nokasına oranları kırılma büyüklükleri armaya başladığında, özellikle 5 uzaklıkaki kırılmaları doğru bulma 3 10 değerine ulaşınca, LM ipi ese yaklaşık %87 gibi yüksek bir orana ulaşmasına rağmen, ADF ipi ese %60 seviyelerinde kaldığı görülmekedir. Diğer kırılma nokalarına bakılarak benzer yorumlar yapılabilir. Model A nın boyu özelliği üm kırılma nokaları dikkae alındığında, LM ipi esin göreceli olarak daha iyi sonuçlar verdiği ve boyu özelliklerinin ADF ipi ese kıyasla kırılma nokasına göre değişmediği görülmekedir. Tablo-2: Tek Kırılmalı Teslerde Model A için Boyu Özelliği Model A: Boyu(β=1) Kırılma nokalarının sıklıkları (LM) Kırılma nokalarının sıklıkları (ADF) δ 3 ADF (ZA,1992) LM (LS,2013) 5 ZA (1992) esi için %5 kriik değer: ve LS (2004, 2013) esi için %5 kriik değer: Model A nın güç özelliği için 3 numaralı ablo incelendiğinde, kırılma olmadığında LM ipi esin ADF ipi esen daha güçlü olduğu görülmekedir. Serideki 22

32 kırılma ilk gözlemlerde ise, ADF ipi es kırılma büyüklükleri arıkça LM ipi ese kıyasla daha güçlü olmakadır. Özellikle kırılma büyüklüğü 3 10 olduğunda ADF ipi esin gücü %99 gibi çok yüksek değere çıkmakadır. İlginç bir şekilde, LM ipi ese ise kırılma büyüklükleri arıkça esin gücü azalmakadır. Kırılmanın oralarda olduğu durumda ise, yine açık bir şekilde ADF ipi esin daha güçlü olduğu görülmekedir. Ancak kırılma büyüklüğünün düşük seviyelerde 3 4 olduğunda ise, LM ipi es daha güçlü olmakadır. Ayrıca, kırılma büyüklüğü arıkça, LM ipi esin gücü azalmakadır. Aksine, ADF ipi ese kırılma büyüklüğü arıkça güç değerleri yükselerek oldukça iyi seviyeye gelmekedir. Bu nokada ADF ipi esin gücü yaklaşık %98 olmakadır. Aynı nokada ise, LM ipi esin gücü %45 düzeylerinde kalmakadır. Sonuçlar açıkça gösermekedir ki, ADF ipi es kırılma büyüklüğü yüksek oldukça daha güçlü olmakadır. Kırılma nokası son gözlemlerde ise, yine düşük kırılma büyüklüğünde LM ipi esin üsünlüğü varken, kırılma büyüklükleri arıkça ADF ipi esin açık bir şekilde üsünlüğü görülmekedir. Ayrıca, kırılma nokalarının sıklıklarına bakıldığında, neredeyse büün kırılma nokalarında LM ipi esin kırılma nokasını daha iyi bulduğu görülmekedir. Burada ilgi çekici bir noka ise, kırılma büyüklüğünün yüksek 3 10 olduğu durumda, LM ipi esin kırılma nokalarının sıklıkları bazı aralıklarda 1 değerini almakadır. Örneğin, serinin ilk gözlemlerinde kırılma olduğu durumda kırılma büyüklüğü arıkça 1 e doğru gimekedir olduğunda ise kırılma aralıkları TB haricinde 1 değerini almakadır. Bu sonuç 5000 simülasyon denemesinde de kırılma nokasının doğru ahmin edildiğini gösermekedir. Model C nin boyu özelliği için 4 numaralı ablo incelendiğinde, hiç kırılma olmasa dahi her iki ese %5 değerinden uzak olduğu görülmekedir. Kırılmanın olduğu üm durumlarda her iki ese de boyu bozulması oraya çıkmakadır. Özellikle, ADF ipi es kırılma nokası serinin hangi gözlemlerinde olursa olsun, birçok kırılma büyüklüklerinde, boyu özelliği 1 değerini almakadır. Bu durum 5000 simülasyon denemesinde de sıfır hipoezinin reddedildiğini gösermekedir. Zaen kırılma nokalarının sıklıklarına bakıldığında en fazla %1 oranına ulaşığı görülmekedir. Örneğin ADF ipi ese serinin oradaki gözlemlerinden birinde kırılma gerçekleşiği durumda 23

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

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

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

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

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

YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI

YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI Dergisi YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA Ali ACARAVCI Musafa Kemal Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi acaravci@homail.com ÖZET Bu çalışma,

Detaylı

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

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

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

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

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

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

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

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ Yrd. Doç. Dr. Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

NONLINEAR DYNAMICS IN FINANCIAL TIME SERIES AND UNIT ROOT TESTS: CASE OF BORSA ISTANBUL SECTORAL PRICE EARNING RATIOS

NONLINEAR DYNAMICS IN FINANCIAL TIME SERIES AND UNIT ROOT TESTS: CASE OF BORSA ISTANBUL SECTORAL PRICE EARNING RATIOS Journal of Economics, Finance and Accouning (JEFA), ISSN: 48 6697 Year: 05 Volume: Issue: 4 NONLINEAR DYNAMICS IN FINANCIAL TIME SERIES AND UNIT ROOT TESTS: CASE OF BORSA ISTANBUL SECTORAL PRICE EARNING

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

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

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

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa

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

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

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

13 Hareket. Test 1 in Çözümleri. 4. Konum-zaman grafiklerinde eğim hızı verir. v1 t

13 Hareket. Test 1 in Çözümleri. 4. Konum-zaman grafiklerinde eğim hızı verir. v1 t 3 Hareke Tes in Çözümleri X Y. cisminin siseme er- diği döndürme ekisi 3mgr olup yönü saa ibresinin ersinedir. cisminin siseme erdiği döndürme ekisi mgr olup yönü saa ibresi yönündedir. 3mgr daha büyük

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

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

Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Sayı 36 Nisan 2013

Dumlupınar Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Sayı 36 Nisan 2013 PİYASA ETKİNLİĞİ HİPOTEZİ: İMKB İÇİN AMPİRİK BİR ANALİZ Fama ZEREN Yrd.Doç.Dr., İnönü Üniversiesi,İ.İ.B.F., Ekonomeri Bölümü, fama.zeren@inonu.edu.r, 04223774317 Hakan KARA Öğr.Grv., İnönü Üniversiesi,

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

Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Aktarım Mekanizması

Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Aktarım Mekanizması Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Akarım Mekanizması Seyfein ERDOĞAN Doç Dr., Kocaeli Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü serdogan@kou.edu.r Durmuş Çağrı YILDIRIM Arş. Gör., Kocaeli Üniversiesi, SBE cagri.yildirim@kocaeli.edu.r

Detaylı

Mevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa

Mevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik

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

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

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ 45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı

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

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

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

SAPAN GÖZLEM İLE YAPISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESPİTİ *

SAPAN GÖZLEM İLE YAPISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESPİTİ * Doğuş Üniversiesi Dergisi, 9 () 8, 46-57 SAAN GÖZLEM İLE YAISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESİTİ * THE RELATIONSHI OF ABERRANT OBSERVATION AND STRUCTURAL BREAK OINT:

Detaylı

SANAYĐ ÜRETĐMĐNDE TATĐL ETKĐLERĐ

SANAYĐ ÜRETĐMĐNDE TATĐL ETKĐLERĐ Ekonomeri ve Đsaisik Sayı:10 2009 20-28 ĐSTANBUL ÜNĐVERSĐTESĐ ĐKTĐSAT FAKÜLTESĐ EKONOMETRĐ VE ĐSTATĐSTĐK DERGĐSĐ SANAYĐ ÜRETĐMĐNDE TATĐL ETKĐLERĐ Necmein Alpay KOÇAK Absrac Omiing he official and religious

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

TRANSİSTÖRLÜ YÜKSELTEÇLER

TRANSİSTÖRLÜ YÜKSELTEÇLER Karadeniz Teknik Üniversiesi Mühendislik Fakülesi * Elekrik-Elekronik Mühendisliği Bölümü Elekronik Anabilim Dalı * Elekronik Laborauarı I 1. Deneyin Amacı TRANSİSTÖRLÜ YÜKSELTEÇLER Transisörlerin yükseleç

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,

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

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

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

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

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

YAPISAL KIRILMALAR ALTINDA TÜRKİYE İÇİN İŞSİZLİK HİSTERİSİNİN SINANMASI

YAPISAL KIRILMALAR ALTINDA TÜRKİYE İÇİN İŞSİZLİK HİSTERİSİNİN SINANMASI Doğuş Üniversiesi Dergisi, 10 (2) 2009, 324-335 YAPISAL KIRILMALAR ALTINDA TÜRKİYE İÇİN İŞSİZLİK HİSTERİSİNİN SINANMASI ANALYZING THE UNEMPLOYMENT HYSTERESIS FOR TURKEY UNDER STRUCTURAL REAKS Veli YILANCI

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

KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ

KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES

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

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

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

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

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

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

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

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN ALTERNATİF ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİ

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN ALTERNATİF ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİ TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN ALTERNATİF ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİ Serve CEYLAN (*) Öze: Lieraürde bir çok alernaif çekirdek enflasyon ölçüm yönemi vardır. Bu durum poliika uygulamaları için kullanılacak çekirdek

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

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 45-64 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ Yrd. Doç. Dr. Özlem GÖKTAŞ

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

MALİ POLİTİKALARIN SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN YAPISAL KIRILMALI PERİYODİK BİRİM KÖK TESTİ İLE ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

MALİ POLİTİKALARIN SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN YAPISAL KIRILMALI PERİYODİK BİRİM KÖK TESTİ İLE ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (1) 2011, 32-45 MALİ POLİTİKALARIN SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN YAPISAL KIRILMALI PERİYODİK BİRİM KÖK TESTİ İLE ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ THE ANALYSIS OF SUSTAINABILITY OF FISCAL POLICIES

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

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

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

HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI

HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA SÜRÜ DAVRANIŞI: BİST TE BİR ARAŞTIRMA HERDING IN STOCK MARKETS: A RESEARCH IN BIST Bahadır ERGÜN Hatice DOĞUKANLI Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 8 Sayı: 40 Volume: 8 Issue: 40 Ekim 2015 Ocober 2015 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 HİSSE SENEDİ PİYASALARINDA

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

RASSAL YÜRÜYÜŞ TEORİSİ ve İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA SINANMASI

RASSAL YÜRÜYÜŞ TEORİSİ ve İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA SINANMASI T.C. DOKUZ EYLÜL ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ İŞLETME ANABİLİM DALI FİNANSMAN PROGRAMI YÜKSEK LİSANS TEZİ RASSAL YÜRÜYÜŞ TEORİSİ ve İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA SINANMASI Serkan KÖSE

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

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

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Yıl: 24 Sayı:88 Temmuz 2010 97 İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Ebru Yüksel* - Güldal Güleryüz** 32 Öze Bu makale, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası na (İMKB) ai

Detaylı

Global Finansal Krizde Kredi Marjı: Japon Tahvil Piyasası Örneği

Global Finansal Krizde Kredi Marjı: Japon Tahvil Piyasası Örneği Volume 5 Number 4 2014 pp. 71-88 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Global Finansal Krizde Kredi Marjı: Japon Tahvil Piyasası Örneği Aydın Yüksel a Aslı Yüksel b Öze: Bu makale Ağusos 2007 arihinde oraya

Detaylı

TÜRKİYE DE KAMU HARCAMALARI DIŞ TİCARET AÇIKLARI ÜZERİNDE ETKİLİ Mİ? ARE GOVERNMENT EXPENDITURES EFFECTIVE ON TRADE DEFICITS IN TURKEY?

TÜRKİYE DE KAMU HARCAMALARI DIŞ TİCARET AÇIKLARI ÜZERİNDE ETKİLİ Mİ? ARE GOVERNMENT EXPENDITURES EFFECTIVE ON TRADE DEFICITS IN TURKEY? Akademik Araşırmalar ve Çalışmalar Dergisi / Journal of Academic Researches and Sudies Alınış arihi: 0.0.04 Kabul Ediliş arihi: 0.04.04 ÜRKİYE DE KAMU HARCAMALARI DIŞ İCARE AÇIKLARI ÜZERİNDE EKİLİ Mİ?

Detaylı

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Güz 2013, Cil:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:7997 PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Sevinç GÜLER * Halime TEMEL NALIN * * IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

Detaylı

Zekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK

Zekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK Cenral Bank Review Forhcoming, pp.1-26 ISSN 1303-0701 prin 1305-8800 online 2015 Cenral Bank of he Republic of Turkey hps://www3.cmb.gov.r/cbr/ ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA

Detaylı

SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİNİN GEÇERLİLİĞİNİN SIFIR FREKANSTA SPEKTRUM TAHMİNCİSİNE DAYANAN BİRİM KÖK TESTLERİ İLE İNCELENMESİ

SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİNİN GEÇERLİLİĞİNİN SIFIR FREKANSTA SPEKTRUM TAHMİNCİSİNE DAYANAN BİRİM KÖK TESTLERİ İLE İNCELENMESİ SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİNİN GEÇERLİLİĞİNİN SIFIR FREKANSTA SPEKTRUM TAHMİNCİSİNE DAYANAN BİRİM KÖK TESTLERİ İLE İNCELENMESİ Ebru ÇAĞLAYAN (*) İrem SAÇAKLI (**) Öze: Serilerde birim kökün varlığının için

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

Öğr. Gör. Selçuk ŞİMŞEK İlköğretim Bölümü Sınıf Öğretmenliği Ana Bilim Dalı Eğitim Fakültesi.Pamukkale Üniversitesi

Öğr. Gör. Selçuk ŞİMŞEK İlköğretim Bölümü Sınıf Öğretmenliği Ana Bilim Dalı Eğitim Fakültesi.Pamukkale Üniversitesi PAMUKKALE ÜNİVERSİTESİ EĞİTİM FAKÜLTESİ SINIF ÖĞRETMENLİĞİ BÖLÜMÜ 2. SINIF ÖĞRENCİLERİNİN BEDEN EĞİTİMİ ve OYUN DERSİNİ SAĞLIK ve SAĞLANAN OLANAKLAR AÇISINDAN DEĞERLENDİRMELERİ Öğr. Gör. Selçuk ŞİMŞEK

Detaylı

YAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA

YAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA Elecronic Journal of Vocaional Colleges December/Aralık 2012 YAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA Muhammed TIRAŞOĞLU 1 Burcu YILDIRIM 2

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

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

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

BOBĐNLER. Bobinler. Sayfa 1 / 18 MANYETĐK ALANIN TEMEL POSTULATLARI. Birim yüke elektrik alan içerisinde uygulanan kuvveti daha önce;

BOBĐNLER. Bobinler. Sayfa 1 / 18 MANYETĐK ALANIN TEMEL POSTULATLARI. Birim yüke elektrik alan içerisinde uygulanan kuvveti daha önce; BOBĐER MAYETĐK AAI TEME POSTUATARI Birim yüke elekrik alan içerisinde uygulanan kuvvei daha önce; F e = qe formülüyle vermişik. Manyeik alan içerisinde ise bununla bağlanılı olarak hareke halindeki bir

Detaylı

ÜSTEL DÜZLEŞTİRME YÖNTEMİ

ÜSTEL DÜZLEŞTİRME YÖNTEMİ ÜSEL DÜLEŞİRME YÖNEMİ ÜSEL DÜLEŞİRME YÖNEMİ Bu bölüme kadar anlatılan yöntemler zaman içinde değişmeyen parametre varsayımına uygun serilerin tahminlerinde kullanılmaktaydı. Bu tür seriler deterministik

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

Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ

Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ I Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ II Yayın No : 2845 Teknik Dizisi : 158 1. Baskı Şubat 2013 İSTANBUL ISBN 978-605 - 377 868-4 Copyright Bu kitabın bu basısı için Türkiye deki yayın hakları BETA

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

DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİNİN İHRACAT ÜZERİNE ETKİSİ: OSMANİYE İLİ ÖRNEĞİ

DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİNİN İHRACAT ÜZERİNE ETKİSİ: OSMANİYE İLİ ÖRNEĞİ The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss4835 Number: 52, p. 105-118, Winer I 2016 Yayın Süreci / Publicaion Process Yayın

Detaylı

YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ

YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ Erol EĞRİOĞLU Haceepe Üniversiesi, Fen Fakülesi, İsaisik Bölümü, 06532, Beyepe, Ankara, TÜRKİYE, erole@haceepe.edu.r

Detaylı