Şenol ÇELİK. Modelling of Production Amount of Nuts Fruit by Using Box-Jenkins Technique
|
|
- Berkant Ölmez
- 7 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 YYÜ TAR BİL DERG (YYU J AGR SCI) 013, 3(1): Geliş Tarihi (Received) : Kabul Tarihi (Acceped) : Araşırma Makalesi/Research Aricle (Original Paper) Ser Kabuklu Meyvelerin Üreim Mikarının Box-Jenkins Tekniği İle Modellenmesi Şenol ÇELİK Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni ABD, Ankara e-posa:senolcelik95@myne.com Öze: Ooregresif (Auoregressive) ve harekeli oralama (Moving Average) modellerinin karışımı olan Ooregresif Harekeli Oralama (Auoregressive Moving Average) en genel durağan Box-Jenkis modelleridir. Durağan olmayıp fark alma işlemi sonucunda durağan hale geirilen serilere uygulanan modellere Büünleşik Ooregresif Harekeli Oralama (Auoregressive Inegraed Moving Average) modeli denir. ARIMA modeli Box-Jenkins modeli olarak da adlandırılır. Box-Jenkins modellerinde amaç zaman serilerine uyan modelin belirlenmesi ve öngörü yapılmasıdır. Bu çalışmada, yıllarına ai ser kabuklu meyvelerin ürlerine göre (anepfısığı, ceviz, fındık, badem ve kesane) üreim mikarları Box Jenkins yönemiyle analiz edilmişir. Veriler durağan hale geirildiken sonra bu veri kümesine uyan model, anepfısığı üreiminde Büünleşirilmiş Ooregresif (ARIMA(,1,0)), ceviz üreiminde Büünleşirilmiş Ooregresif (ARIMA(1,1,0)), fındık ve badem üreimi Büünleşirilmiş Harekeli Oralama (ARIMA(0,1,1)) ve kesane üreimi Büünleşirilmiş Mevsimsel Ooregresif Harekeli Oralama ARIMA (0,1, 0)(0, 0,1) 9 modeli olarak belirlenmişir. Elde edilen modeller kullanılarak ser kabuklu meyvelerin dönemi için öngörüleri yapılmışır. Yapılan öngörüler sonucunda ser kabuklu meyvelerin üreim mikarında arış olacağı ahmin edilmişir. Bunun sonucunda ileriye yönelik ser kabuklu meyve üreimi ile ilgili oluşurulacak poliikalara yön vermesi amaçlanmışır. Anahar kelimeler: ARIMA modelleri, Box-Jenkins ekniği, Öngörü, Ser kabuklu meyve üreimi. Modelling of Producion Amoun of Nus Frui by Using Box-Jenkins Technique Absrac: Auoregressive and Moving Average (ARIMA) which are mixure of auoregressive (AR) and moving average (MA) models are he mos common saionary Box-Jenkins models. Non-saionary models which are models saionary by difference operaor are called auoregressive moving average (ARIMA) models. ARIMA model are also called model wih ha fis o ime series and forecasing. In his sudy, producion amoun of nufrui species (pisachios, walnus, hazelnus, almond and chesnus) were analyzed by Box Jenkins mehodology for he years Afer he daa are saionary, Auoregressive Inegraed (ARIMA(,1,0)) pisachios producion, Auoregressive Inegraed (ARIMA(1,1,0)) producion of walnus, Inegraed Moving Average (ARIMA(0,1,1)) producion of hazelnus and almond and Seasonal Auoregressive Inegraed Moving Average models ( ARIMA (0,1, 0)(0, 0,1) ) producion of chesnus were deermined as he fiing model for he daa. The 9 forecas are proposed for he period by using he obained models. According o he proposed forecass increase in nu producion is expeced. As a resul, predicions were obained beween 01 00, esablished policies for he fuure of producion of nus frui is inended o give a direcion. Key words: ARIMA models, Box-Jenkins echnigne, Forecasing, Producion of nu frui. Giriş Fındık, anepfısığı, badem, ceviz ve kesane ser kabuklu meyve grubuna giren bahçe bikileridir (Ağaoğlu ve ark. 1997). Türkiye, dünya ülkeler sıralamasında 010 yılı FAO (Birleşmiş Milleler Gıda ve Tarım Örgüü) isaisiklerine göre fındık üreiminde birinci, anepfısığı, ceviz ve kesane üreiminde üçüncü, badem üreiminde ise sekizinci sırada yer almakadır (FAO 010). Bu bilgiler ülkemizin söz
2 konusu arım bikilerinin üreim mikarı bakımından dünyada önemli bir yere sahip olduğunu gösermekedir. Ser kabuklu meyve üreimi, oplam meyve üreiminin 010 yılında % 6,15 ini, 011 yılında ise % 4,97 sini oluşurmakadır (TÜİK Haber Büleni 01). Ser kabuklu meyveler Türkiye ihracaında ayrı bir öneme sahipir. TÜİK Dış Ticare İsaisikleri 011 yılı verilerine göre ülkemizin oplam ihraca değeri dolar iken, anepfısığı dolar, fındık dolar, ceviz dolar, kesane ve badem dolar olmak üzere oplam dolarlık ser kabuklu meyve ihracaı gerçekleşmişir. 009 yılı FAO isaisiklerine göre kabuklu fındık ülkemizin en çok ihraç eiği ürünlerin başında yer almakadır. Türkiye de ser kabuklu meyvelerin üreim mikarları inişli çıkışlı harekeler gösermiş olup, son yıllarda arışını sürdürerek fındık 008 yılında, anepfısığı 010 yılında, ceviz ve badem 011 yıllarında en yüksek üreim değerlerine ulaşmışır (Şekil 1, TÜİK İsaisik Gösergeler 010 ve TÜİK Haber Büleni 01). Buna göre ser kabuklu meyvelerin arım ürünleri arasında ayrı bir önemi bulunmakadır. Onurlubaş ve Kızılaslan (007) çalışmalarında, bikisel yağ sanayine ilişkin gelişmeler, yapılan uygulamalar ve bunların sonuçları verilmişir. yıllık veriler kullanılarak sekörün üreim değerini ekileyen fakörlerin ekonomerik analizi yapılmışır. Bu kapsamda üreim için, değişik maemaiksel modeller (üssel, karesel, lineer) denenmiş, bağımlı değişkendeki değişmenin, bağımsız değişkenler arafından açıklanan oranını ifade eden deerminasyon (belirleme) kasayısı ( R ), en yüksek olan ve haa erimlerinin büyüklüğü, paramerelerin büyüklük ve işareleri birlike dikkae alınarak, doğrusal model kullanılmışır. Ekonomerik analizde bağımlı değişken olarak üreim; bağımsız değişkenler olarak ihraca, ihala, sabi sermayeye ilaveler, iç alep, işyeri sayısı, kukla değişkeni, eğilim (rend) kullanılmışır. Ekonomerik analizin sonucunda üreimi ekileyen önemli değişkenlerin ihala, iş yeri sayısı ve kukla değişkeni olduğu bulunmuşur. Projeksiyon sonuçlarına göre, bikisel yağ sanayinin üreimi, iç alebi, kama değeri, sabi sermayeye ilaveler, girdi, çıkı değerlerinin 014 yılında arış gösereceği ahmin edilmekedir. Koç ve Tonkaz (010) çalışmalarında, GAP bölgesinde çelik üreimi, üreimin gelişim seyri incelenmişir. Kullanılan veriler dönemine aiir. Uzun dönem eğilim analizinde ARIMA (1,0,1) modeli kullanılmışır. Bölge de 009 iibariyle 574 on olan çelik üreiminin giderek azalma eğiliminde olacağı ahmin edilmekedir. Yapılan analizlerde, üreimin 015 yılında 1703 ona, 00 yılında ona ve 05 yılında ise ona kadar gerileyeceği ahmin edilmişir. Özer ve Semerci (011) çalışmalarında, ayçiçeği için yılları arasındaki dönem irdelenerek zaman serisi ve karesel ipi fonksiyon kullanılarak yapılan çalışmada, Türkiye nin ayçiçeği ekim alanı, üreim mikarı ve verim değerleri incelenerek, olası ahminlerde bulunulmuşur. Eğilim analizleri sonucunda, 011 yılı için Türkiye nin ayçiçeği ekim alanı, üreim mikarı ve verim değerinde arış olacağı öngörüsünde bulunulmuşur. 011 yılında ayçiçeği ekim alanlarının ha ı aşabileceği, ayçiçeği üreimin mikarının ona yaklaşacağı ve ayçiçeği oralama verim değerinin 190 kg/da ı geçebileceği öngörülmüşür. Bu çalışmada, Türkiye ser kabuklu meyve üreimindeki gelişmelerin zaman serisi verileri ışığında incelenmesi ve Türkiye nin se kabuklu meyve üreimi açısından üreim poansiyelinin oraya konulması amaçlanmışır. Maeryal ve Meo Çalışmanın ana maeryalini Türkiye İsaisik Kurumundan (TÜİK) elde edilen yılları arasında 76 yılı kapsayan ser kabuklu meyvelerin yıllık üreim mikarı serileri oluşurmuşur. Bu çalışmada yıllık verilere ilişkin olarak ARIMA modelleri kullanıldığından, söz konusu modeller için kısa bir açıklama yapılacakır. Zaman serileri kesikli, doğrusal ve sokasik süreç içeriyorsa Box-Jenkins veya ARIMA modeli olarak adlandırılır (Özmen 1989; Kular 005). 19
3 Ş. ÇELİK Box-Jenkins meodu ek değişkenli bir model olarak, geleceği ahmin eme meolarından biridir. Kısa dönem ahmininde oldukça başarılı olan bu meodun uygulandığı serinin, eşi zaman aralıklarıyla elde edilen gözlem değerlerinden oluşan kesikli ve durağan bir seri olması bu meodun önemli bir varsayımıdır. Bu ür serilerde durağanlık kavramı da Box-Jenkins meodunun önemli varsayımlarındandır. Doğrusal Durağan Sokosik Modeller isaisiki bir dengeyi ifade emekedir. Özellikle gözlem değerleri sabi bir oralama erafında değişim gösermekedir (Kayım 1985). Bu modeller ooregresif, harekeli oralama ve ooregresif harekeli oralama modeli olarak 3 şekildedir. Ooregresif modeli, X X X X e p p şeklindeki p nci dereceden ooregresif serisinin yani AR(p) nin ookovaryans fonksiyonu,, h>0... h 1 h1 h p h p ookorelasyon fonksiyonu,, h>0... h 1 h1 h p h p şeklindedir (Wei 006). Burada p=1 olduğunda birinci dereceden ooregresif modeli yani AR(1), p= olduğunda ikinci dereceden ooregresif modeli yani AR() olarak adlandırılır. Harekeli oralama modeli (MA), X, oralaması sıfır, h q için ve ( q) 0 olacak şekilde ookovaryans fonksiyonlu durağan süreç ise, o zaman X e e e e q q şeklinde MA(q) yani q ncu dereceden harekeli oralama serisi olarak ifade edilir. Burada e ~ WN(0, ) şeklinde göserilen Beyaz Gürülü serisidir (Mongomery, Johnson and Gardiner 1990). q=1 olduğunda birinci dereceden harekeli oralama serisi X e e 1 1 şeklinde ifade edilir ve MA(1) ile göserilir. Bir zaman serisinin kısmi ookorelasyon fonksiyonu üsel olarak azalıyorken, ookorelasyon fonksiyonu belli bir gecikmeden sonra hızla düşüşe geçiyorsa yani sıfıra yaklaşıyorsa harekeli oralama serisi uygulanır. Ooregresif harekeli oralama serileri (ARMA(p,q)) modeli, ek başına AR(p) veya MA(q) süreçleri arafından ifade edilemediğinde X X X... X e e e... e 1 1 p p 1 1 q q şeklinde göserilir (Cryer 1986). Burada ( B )( X ) ( B ) e, =0,1,, X ~ WN(0, ) dir. Bu denklem daha kısa olarak olarak da ifade edilebilir (Brockwell and Davis 006). Burada ve değerleri, p nci ve q uncu dereceden polinomlar olup, gerileme operaörü ve ( B) 1 B B... B 1 ( B) 1 B B... B 1 p p p p dir (Cooray 008). Zaman serileri analizinin uygulanabilmesi için serilerin durağan olması ve beyaz gürülü (whie noise) özelliğini sağlaması gerekir. 0
4 Beyaz gürülü (Whie Noise) serisi: Beyaz gürülü (whie noise) süreci, sıfır oralamalı sabi varyanslı bir süreçir. Haa erimi e ~ NID(0, ) =1,,,n dir. Böyle bir süreç bağımsız normal dağılımlı ise Gaussçu beyaz gürülü (Gaussian whie noise) olarak adlandırılır (Johnson and Dinardo). Durağanlık Herhangi bir a) E( X ) b) V( X ) X zaman serisinin zayıf durağan veya durağan olması için aşağıdaki şarları sağlamalıdır. (Beklenen değer zamana göre değişmiyor) c) Cov ( X, X ) kovaryansı sadece h ye bağlıdır (Günay, Eğrioğlu ve Aladağ 007). h Durağan Olmayan Zaman Serileri [ARIMA(p, d, q)] Durağan olmayan bir zaman serisini durağan hale geirmek için ihiyaç durumuna göre serinin genellikle 1 veya defa farkı alınır ve d ile göserilir. Durağan olmayıp farkı alınarak durağan hale geirilmiş serilere uygulanan modellere enegre modeller denir (Box-Jenkins 1976). Bu enegre modeller belirli sayıda farkı alınmış serilere uygulanan AR ve MA modellerinin birleşimidir. Eğer AR modelinin derecesi p, MA modelin derecesi q ve serinin de d kez farkı alınmışsa bu modele (p, d, q) dereceden ooregresif enegre harekeli oralama modeli denir ve ARIMA (p, d, q) şeklinde göserilir (Box-Jenkins 1976). Burada p, ooregresif modelin (AR) Genel olarak ARIMA(p,d,q) modeli p d q B B B B X B B B e 1 p 1 q (1... )(1 ) (1... ) şeklinde olmakadır (Kadılar 009). Burada (1 B) d erimi d nci dereceden fark işlemidir. (1 B) d X ifadesi gerileme (Backshif) operaörü ile BX X 1 şeklinde ifade edilebilir (Brocklebank and Dickey 003). Benzer şekilde B X BX X,, 1 k B X X k olarak d. dereceye genelleşirilebilir. Daha açık şekilde, W X X 1 ile ARIMA(p,d,q) süreci ele alınsın. X X ( X X ) ( X X )... ( X X ) e e e... e p p p1 olarak ve X (1 ) X ( ) X ( ) X... ( ) X X p p1 p p p1 e e e e q q q q şeklinde yeniden yazılabilir (Cryer 1986). ARIMA(p,d,q) modeli, p=0, d=1 ve q=1 olduğunda ARIMA(0,1,1) yani veya (1 B) X (1 B) e 1
5 Ş. ÇELİK X X e e 1 1 şeklinde olur. Burada 1 1 dir. ARIMA(p,d,q) modeli, p=1, d=1 ve q=0 olduğunda ARIMA(1,1,0) süreci X X ( X X ) e 1 1 veya X (1 ) X X e 1 şeklinde ifade edilir. Burada 1 dir (Cryer 1986). Böyle serilere birinci dereceden büünleşik ooregresif serisi denir. Ookorelasyon Fonksiyonu ve Özellikleri Ookorelasyon kasayısı, bir zaman serisiyle bu serinin gecikmeli serileri arasındaki ilişkileri ifade eder. Yani, ( X, X 1 1 ),( X, X h ),,( X, h h korelasyondur. X : T durağan bir zaman serisinin ookorelasyon fonksiyonu nh ( X X )( X X ) ( h) Cov( X, X ) h ( h) = 1 h n (0) Var( X ) Var( X ) h ( X X) X 1 şeklinde anımlanır ve aşağıdaki özellikleri sağlar. a) ( h) fonksiyonu simerikir. Yani ( h) ( h) dir. b) ( h) 1 büün h ler için c) ( h) negaif olmayan anımlıdır (Akdi 010). Kısmi Ookorelasyon Fonksiyonu ) veri çifleri arasındaki ilişki olup, h nci gecikmeye ai Ooregresif zaman serilerinde model derecesinin belirlenmesinde ookorelasyon fonksiyonu am açıklayıcı değildir. Bu nedenle kısmi ookorelasyonlar bilinmelidir. X nin X, X 1,.., X üzerine regresyon yapıldığında X h nin kasayısı h nci kısmi ookorelasyon h olarak anımlanır ve ( h) ile göserilir. Bir zaman serisinin h nci kısmi ookorelasyonu. P h ( h) ( h 1) ( h )... (1) ( h) ( h 1) ( h )... (1) 1 h1 1 h1 (0) (1) ()... ( h1) 1 (1) ()... ( h1) 1 h1 1 h1 şeklindedir (Wei 006). Modelin Uygunluk Tesi Uygunluk esleri; modelin seri için uygun olup olmadığını göserir. Bunun için paramere ahminleri geçici uygun modelde yerine konularak ahminler yapılır. Tahmin haaları serisi meydana geirilir ve bu serilerin ookorelasyonları hesaplanarak inceleme yapılır. İnceleme sonunda bu ookorelasyonlar zaman serisi unsuru ihiva emiyorsa ve bu kasayılar isaisiki olarak sıfırdan anlamlı değillerse geçici model, uygun model olarak kabul edilir, aksi halde yeniden uygun model aramak gerekir. Modelin uygunluk esi için en çok kullanılan eslerden biri Box- Ljung esidir. Box ve Ljung arafından önerilen Q Box-Ljung esi aşağıdaki gibi hesaplanır (Brockwell and Davis 006).
6 ( ˆ ) ( ) k h Q n n h1 n h Burada k, gecikme sayısı, p ve q ise ARIMA modelinin derecesidir. n gözlem sayısını, ˆ h) ise gecikme için hesaplanan ookorelasyon kasayısını ifade eder (Bowerman and O'Connell 1993). 1,( h p q) Eğer Q ise sıfır hipoezi reddedilir. Bu durumda model uygun olmadığı için başka bir model araşırılır. Modelin Belirlenmesi Uygulamada seriye uygun birden çok model olabilir. Bu durumda seriye en uygun modelin seçimi için bazı krierler gelişirilmişir. Akaike bilgi krieri Zaman serileri modelinin belirlenmesinde en yaygın kullanılan krierlerden biridir. Akaike bilgi krieri, e AIC n ln ˆ M formülü ile hesaplanır (Wei 006). Burada, M modelin paramere sayısıdır yani M=p+q+1 dir. Denenen modellerin içinde hangisinin AIC değeri küçükse en uygun model kabul edilir. Schwarz Bayesci bilgi krieri (BIC) Akaike bilgi krieri ne benzer şekilde gelişirilmiş bir model krieridir ve Schwarz Bayesian Krieri (SIC) olarak adlandırılır. e BIC n ln ˆ M ln n formülüyle hesaplanır (Cooray 008). Bazı kaynaklarda ise M ln n BIC ln ˆ e n şeklinde verilmekedir (Shumway and Soffer, 006). Öngörü Verilere uygun bir modelde öngörüler yapılırken geçmiş zamanlardaki gözlem değerleri kullanılarak rasgele değişkenin geleceke alacağı değerler için ahminde bulunulur. AR(1) modeli için öngörü, Xˆ ( h) ( Xˆ ( h 1) ) ( Xˆ ( h ) ) n n n = Xˆ ( h ) h = ( ˆ ) şeklindedir. X n MA(1) modelinde öngörü, e, h 1 ˆ ( ) X h n, h, 3, 4,... şeklindedir. ARMA(1,1) modelinde öngörü, X X e e 1 1 Xˆ (1) X e n Xˆ () Xˆ (1) ( X e ) n n n ( 3
7 Ş. ÇELİK X e, h 1 ˆ ( h ) n h 1 Xˆ n (1), h, 3, 4 X şeklindedir (Kadılar 009). Bulgular ve Tarışma Ser kabuklu meyve grubuna giren anepfısığı, badem, ceviz, fındık ve kesane için dönemine ai yıllık zaman serisi analizi yapılmışır. Önce zaman serisi grafiği Şekil 1 de verilmişir. Her bir meyvenin zaman serisinin durağanlığını sapamak için ookorelasyon ve kısmi ookorelasyon grafiği incelenmişir. Şekil, ARIMA modellerinin seçimi için yol gösericidir. MA modelinde, kısmi ookorelasyon değerleri yavaş yavaş azalmaka iken, ookorelasyon değerleri daha hızlı azalmakadır. AR modelinde ise ookorelasyon değerleri yavaş yavaş azalmaka iken, kısmi ookorelasyon değerlerinde bu azalma hızlı olmakadır. Şekil de verilen birinci dereceden fark serilerinin ookorelasyon fonksiyonu grafiklerinden zaman serileri durağan hale gelmişir. Şekil de ve Çizelge 1 de verildiği gibi; anepfısığı üreimi serisi p=, d=1 ve q=0 olduğundan ikinci dereceden ooregresif büünleşirilmiş model, ceviz üreimi serisi p=1, d=1 ve q=0 olduğundan birinci dereceden ooregresif büünleşirilmiş model, fındık ve badem üreimi serileri p=0, d=1 ve q=1 olduğundan birinci dereceden büünleşik harekeli oralama modelleri şeklinde ifade edilmekedir. Ancak kesane üreimine ai seride 9 uncu gecikmede önemli bir ilişki bulunmakadır. Yani 9 ncu gecikmedeki ilişki mikarı güven sınırlarını aşmakadır. Böyle durumda seride mevsimsel dalgalanmanın olabileceği düşünülür. Bu nedenle periyo 9 olarak alınır. Zaman serileri yıllık verilere sahip olsa da periyo yokur denemez. Ayrıca aylık serilerin periyodu mulaka 1, mevsimsel serilerin periyodu 4 olmalı diye bir genelleme her zaman gerçekleşmeyebilir (Kadılar 009). Burada kesane üreimi 9 yıl sonraki kesane üreim değerlerine eki edebilir. ACF ve PACF grafiklerinde ilk gecikmedeki ilişki önemsiz olduğundan d=1, p=0 ve q=0 olacakır. Seri durağan hale geldiğinden mevsimsel farkı alınmaz. Dolayısıyla D=0, Q=1 ve P=0 alınabilir. Ancak P ve Q için çeşili değerler denenerek en uygun model belirlenebilir. Burada en uygun model ARIMA ( p, d, q)( P, D, Q ) s şeklinde belirlenen ARIMA (0,1, 0)(0, 0,1) 9 dir. Burada p: Ooregresif modelin derecesi q: Harekeli oralama modelin derecesi d: Serinin farkı P: Mevsimsel ooregresif modelin derecesi Q: Mevsimsel harekeli oralama modelin derecesi D: Mevsimsel fark s: Serinin periyodu olarak ifade edilmekedir. Elde edilen modellere ai denklemler Çizelge de verilmişir. Paramere ahminleri anlamlı bulunan ve beyaz gürülü (whie noise) serisine sahip uygun modeller belirlenmişir ve gelecek döneme ai öngörüde bulunulmuşur. Çizelge 1 de ifade edildiği gibi modellere ai paramereler anlamlı bulunmuşur. Şekil 3 e haa serisinin ACF ve PACF grafikleri verilmişir. Bu grafiklerde önemli bir ilişki görülmemekedir. Yani haa serisindeki ilişki mikarları güven sınırları içinde yer almakadır. Dolayısıyla, haa serisi beyaz gürülü serisidir. Zaman serisi analizinin uygulanması için gerekli varsayımlardan olan durağanlık şarı ile birlike beyaz gürülü serisi olma şarı da sağlanmışır. Şekil 3 e haa erimlerinin ACF ve PACF grafiklerinde haa erimlerine ai gecikmeler güven sınırları içinde yer aldığından serinin beyaz gürülü (whie noise) serisi olduğu görülmekedir. Çizelge 1 de, serilerin birinci farkı alındıkan sonra durağan hale gelen ve paramere ahminleri anlamlı bulunan, (10) nolu eşilike ifade edilen Box-Ljung esine göre modelin yeerliliği için uygun bulunan modeller seçilmişir. Bu modellere gerileme (back shif) operaörü kullanılarak gerekli düzenlemeler yapıldığında elde edilen modelin denklemleri Çizelge deki gibidir. Elde edilen modellere göre geleceğe dönük öngörüler Çizelge 3 eki gibidir. 4
8 Anepfısığı Ceviz Fındık Kesane Badem Şekil 1. Verilerin zaman serisi grafikleri 5
9 Ş. ÇELİK Anepfısığı Anepfısığı Ceviz Ceviz Fındık Fındık Kesane Kesane Badem Badem Şekil. Fark alındıkan sonraki verinin ACF ve PACF grafikleri 6
10 Anepfısığı Ceviz Fındık Badem Kesane Şekil 3. Haa erimlerinin ACF ve PACF grafikleri 7
11 Ş. ÇELİK Çizelge 1. Bikilere en uygun ARIMA modelleri ve Box-Ljung model yeerliliği. Ürün Model Paramere ahmini Kasayıların anlamlılığı Box-Ljung esi Anepfısığı ARIMA(,1,0) 1 0, 993 0,000< Q=8,48 0,000< p=0,933> 0,484 Ceviz ARIMA(1,1,0) 0,397 0,000< Q=6,433 p=0,990> Fındık ARIMA(0,1,1) =0,840 0,000< Q=10,68 p=0,875> Badem ARIMA(0,1,1) =0,417 0,001< Q=1,88 p=0,191> Kesane ARIMA (0,1, 0)(0, 0,1) =0,80 0,019< Q=7,750 9 p=0,97> Çizelge. Model denklemleri. Ser kabuklu meyveler Model Denklem Anepfısığı ARIMA(,1,0) X 0, 007 X 0, 509 X 0, 484 X e Ceviz ARIMA(1,1,0) Fındık ARIMA(0,1,1) Kesane Badem 1 3 X (1 ) X X 0, 603X 0, 397 X e 1 1 X X e e X 0,840 e e ARIMA (0,1, 0)(0, 0,1) 9 X X e e X 0, 80e e ARIMA(0,1,1) X X e e X 0, 417 e e Çizelge 3. Uygun görülen ARIMA modellerine göre yılları arası öngörü. Yıllar Anepfısığı Ceviz Fındık Kesane Badem Sonuç Bu çalışmada ser kabuklu meyvelerin üreim mikarının modellenmesi ve geleceğe dönük öngörüler yapılmaya çalışılmışır. Bu uygulamayla ser kabuklu meyvelerin üreiminin geleceke nasıl şekilleneceği çeşili sayısal verilerle ve grafiklerle göserilmeye çalışılmışır. Bu çalışmalar sonucunda söz konusu meyvelere uygun modelin Çizelge e ifade edilen denklemlerine göre, anepfısığı üreim modeli ikinci dereceden büünleşik ooregresif modeli ARIMA(,1,0), ceviz üreimi birinci dereceden büünleşik ooregresif modeli ARIMA(1,1,0), fındık ve badem üreimi birinci dereceden büünleşik harekeli oralama modeli ARIMA(0,1,1), kesane üreimi ise birinci dereceden büünleşik mevsimsel harekeli oralama modeli 9 (0,1, 0)(0, 0,1) ARIMA olarak sapanmışır. Elde edilen modellere göre oluşurulan denklemler Çizelge de verilmişir. 8
12 Analiz sonucunda belirlenen ARIMA modellerine göre, ser kabuklu meyvelerin üreim mikarları için yılları arası öngörü yapılmışır. Çizelge 3 e belirilen öngörü değerlerine göre söz konusu meyvelerin genel olarak döneminde üreim mikarlarında 011 yılındaki üreim mikarlarına göre aracağı ahmin edilmekedir. Bu dönemde sadece badem bikisinde ciddi bir arış beklenmemekedir. 00 yılındaki üreim arış mikarının, 011 deki üreim mikarına göre anepfısığında % 1,79, cevizde % 8,03, fındıka % 49,9, kesanede % 11,8 ve bademde % 0,46 olacağı ahmin edilmekedir. Elde edilen bilgilere göre en yüksek arış fındıka, en düşük arış ise bademde öngörülmekedir. Üreim mikarları için öngörü değerlerine göre, anepfısığında en düşük olarak on ile 01 yılında, en yüksek olarak on ile 00 yılında, cevizde en düşük on ile 01 yılında, en yüksek on ile 00 yılında, fındıka en düşük on ile 01 yılında, en yüksek on ile 00 yılında, kesanede en düşük on ile 01 yılında, en yüksek on ile 00 yılında ve bademde en düşük on ile 01 yılında, en yüksek on ile 00 yılında olacağı ahmin edilmişir. Yani döneminde en yüksek üreim değerinin 01 yılında olacağı görülmekedir. Genel olarak döneminde ser kabuklu meyvelerin üreim mikarlarında arış olacağı ahmin edilmekedir. Bu sonuçlar ülkemizin ser kabuklu meyve üreiminde dünya ülkeler sıralamasında yerini koruması açısından çok önemlidir. Üreim ahminlerine göre üreim poliikası oluşurulabilir. Ayrıca ihraca edilerek ülke ekonomisine kakıda bulunması açısından bu meyvelerin üreimine eşvik edilmelidir. Kaynaklar Ağaoğlu S, Çelik H, Çelik M, Fidan Y, Gülşen Y, Günay A, Halloran N, Köksal İ ve Yanmaz R (1997). Genel Bahçe Bikileri. Ankara Üniversiesi Ziraa Fakülesi Yayınları, Ankara. Yayın no:1579 Akdi Y (010). Zaman Serileri Analizi (Birim Kökler ve Koinegrasyon). Gazi Kiabevi, Ankara, 7. Bowerman BL, O'Connell RT (1993). Forecasing and Time Series: An Applied Approach, Duxbury Press. Box-Jenkıns (1976). Time Series Analysis Forecasing and Conrol Lanceser UK, 90. Brocklebank JC, Dickey DA (003). SAS for Forecasing Time Series, SAS Insiue Inc., Cary, NC, USA, 40. Brockwell PJ, Davis RA (006). Time Series: Theory and Mehods. Springer, New York, 311. Cooray TMJA (008). Applied Time Series. Analysis and Forecasing. Narosa Publishing House Pv. Ld, New Delhi, 144, 194. Cryer JD (1986). Time Series Analysis, PWS Publishers, USA, 89. FAO İsaisikleri (009). hp://faosa.fao.org/sie/34/defaul.aspx Erişim arihi: FAO İsaisikleri (010). hp://faosa.fao.org/sie/339/defaul.aspx Erişim arihi: Günay S, Eğrioğlu E, Aladağ ÇH (007). Tek Değişkenli Zaman Serileri Analizine Giriş, Haceepe Üniversiesi Yayınları, Ankara, 16. Johnson J, Dinardo J (1997). Economeric Mehods, McGraw-Hill Inernaional Edi., New York, 110. Kadılar C (009). SPSS Uygulamalı Zaman Serileri Analizine Giriş, Bizim Büro Yayınevi, Ankara, 188, 19. Kayım H (1985). İsaisiksel Ön Tahmin Yönemleri, H.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Yayınları, No:11, Ankara. Kular A (005). Uygulamalı Ekonomeri,. Baskı, Nobel Yayınları, Ankara. Koç B, Tonkaz T (010). GAP Bölgesinde Çelik Üreimi İklim İlişkileri ve Çelik Üreiminin Uzun Dönem Eğilim Analizi. Türkiye IX. Tarım Ekonomisi Kongresi, 6 68, 4 Eylül 010, Şanlıurfa. Mongomery DC, Johnson LA, Gardiner JS (1990). Forecasing and Time Series Analysis, McGraw-Hill, Inc., USA, 49. Onurlubaş HE, Kızılaslan H (007). Türkiye de Bikisel Yağ Sanayindeki Gelişmeler ve Geleceğe Yönelik Bekleniler. Tarım Ekonomisi Araşırma Ensiüsü. Özmen A (1989). Mevsimler Dalgalanmalar içermeyen Zaman Serilerinde Kısa Dönem Öngörü Amaçlı Box-Jenkins (ARIMA) Modellerinin Kullanımı, Fen-Edebiya Fakülesi Dergisi, Cil:, Sayı:1, Semerci A, Özer Sİ (011). Türkiye de Ayçiçeği Ekim Alanı, Üreim Mikarı ve Verim Değerinde Olası Değişimler. Tekirdağ Ziraa Fakülesi Dergisi, 8(3), Shumway RH, Soffer DS (006). Time Series Analysis and is Applicaions wih R Examples. Springer, New York, 54. 9
13 Ş. ÇELİK TÜİK(Türkiye İsaisik Kurumu Başkanlığı) (011). Dış Ticare İsaisikleri. hp://uikapp.uik.gov.r/disicareapp/disicare.zul?param1=3¶m=4&sicrev=4&isicrev=0 &sayac=5807 Erişim arihi: TÜİK (Türkiye İsaisik Kurumu Başkanlığı) (011). İsaisik Gösergeler TÜİK (Türkiye İsaisik Kurumu Başkanlığı) (01). Bikisel Üreim İsaisikleri, 011 Haber Büleni Sayı: Tarih Wei WWS (006). Time Series Analysis, Addison Wesley Publishing Company, New York, 44,
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
DetaylıBox-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği
DetaylıTürkiye de bal üretiminin zaman serileri ile modellenmesi. Modelling of honey production by using time series in Turkey
SAÜ Fen Bil Der 19. Cil, 3. Sayı, s. 377-38, 015 Türkiye de bal üreiminin zaman serileri ile modellenmesi Şenol Çelik * ÖZ 7.03.015 Geliş/Received, 3.06.015 Kabul/Acceped Bu çalışmada, Türkiye de 1950-014
DetaylıKONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ
KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik
DetaylıTürkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*
DetaylıAYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ
AKDENİZ ÜNİVERSİTESİ ZİRAAT FAKÜLTESİ DERGİSİ,, 15(),71-79 AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ Selim Adem HATIRLI Vecdi DEMİRCAN Ali Rıza AKTAŞ Süleyman Demirel Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım
DetaylıTÜRKİYE'DE ŞEKER FİYATLARINDAKİ DEĞİŞİMİN OLASI ETKİLERİNİN TAHMİNİ: BİR SİMÜLASYON DENEMESİ
TÜRKİYE'DE ŞEKER FİYATLARINDAKİ DEĞİŞİMİN OLASI ETKİLERİNİN TAHMİNİ: BİR SİMÜLASYON DENEMESİ Yrd.DoçDr. Halil FİDAN Doç.Dr. Erdemir GÜNDOĞMUŞ rof.dr. Ahme ÖZÇELİK 1.GİRİŞ Şekerpancarı önemli arım ürünlerimizden
DetaylıYAPAY 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
DetaylıÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.
DetaylıANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ DOKTORA TEZİ TÜRKİYE İMALAT SANAYİ İÇİN BİR KOİNTEGRASYON ANALİZİ. Ali İhsan ÇAVDARLI
ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ DOKTORA TEZİ TÜRKİYE İMALAT SANAYİ İÇİN BİR KOİNTEGRASYON ANALİZİ Ali İhsan ÇAVDARLI İSTATİSTİK ANABİLİM DALI ANKARA 7 Her hakkı saklıdır Prof. Dr. Ömer L. GEBİZLİOĞLU
DetaylıBİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI
BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN
DetaylıT.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ
T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ÇOK DEĞİŞKENLİ EŞİKSEL OTOREGRESİF MODELLER ÜZERİNE BİR ÇALIŞMA Ümran Münire KAHRAMAN DOKTORA TEZİ İsaisik Anabilim Dalı 2012 KONYA Her Hakkı Saklıdır TEZ
DetaylıBölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ
Bölüm HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME ÖNTEMLERİ Bu bölümde üç basi öngörü yönemi incelenecekir. 1) Naive, 2)Oralama )Düzleşirme Geçmiş Dönemler Şu An Gelecek Dönemler * - -2-1 +1 +2 + Öngörü yönemi
DetaylıTeknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.
YAPISAL DEĞİŞİKLİK Zaman serileri bazı nedenler veya bazı fakörler arafından ekilenerek zaman içinde değişikliklere uğrayabilirler. Bu değişim ikisadi kriz, ikisa poliikalarında yapılan değişiklik, eknolojik
DetaylıÇift 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
DetaylıMevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa
Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik
DetaylıDEĞİŞKENLER 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
Detaylı24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıBirim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıT.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI
T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI Tufan ÖZEK YÜKSEK LİSANS TEZİ İSTATİSTİK ANABİLİM DALI Konya, T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ
DetaylıZaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıEŞANLI DENKLEMLİ MODELLER
EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER Eşanlı denklem siseminde, Y den X e ve X den Y ye karşılıklı iki yönlü eki vardır. Y ile X arasındaki karşılıklı ilişki nedeniyle ek denklemli bir model
DetaylıZonguldak-Ulus Orman İşletme Müdürlüğü Göknar, Kayın ve Karaçam Ağaç Türleri için Kütük Çapı ve Boyu ile Göğüs Çapı
Zonguldak-Ulus Orman İşleme Müdürlüğü Göknar, Kayın ve Karaçam Ağaç Türleri için Küük Çapı ve Boyu ile Göğüs Çapı İlişkisi *Birsen DURKAYA, Ali DURKAYA Barın Üniversiesi Orman Fakülesi, Barın/Türkiye Sorumlu
DetaylıYAPAY 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
DetaylıDağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller. Mehmet Vedat PAZARLIOĞLU
Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller Mehme Veda PAZARLIOĞLU Saik Model Nedir? Saik Model, Y ve X arasında aynı dönemde yani döneminde oraya çıkan ilişkiden gelmekedir. Y = b 0 + b 1 X + u, (=1,2,,n.)
DetaylıDEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller
DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Saik Model Y = b 0 + b 1 X + u, (=1,2,,n.) Saik Model, Y ve X arasında aynı dönemde yani döneminde oraya çıkan ilişkiden
DetaylıZAMAN SERİSİ ANALİZ YÖNTEMLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI
EGE ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ (YÜKSEK LİSANS TEZİ) ZAMAN SERİSİ ANALİZ YÖNTEMLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI Sibel OĞHAN Tez Danışmanı: Prof. Dr. Hülya ATIL Zooekni Anabilim Dalı Bilim Dalı Kodu:
DetaylıTURİZM 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
DetaylıFORECASTING TOURISM DEMAND BY ARTIFICIAL NEURAL NETWORKS AND TIME SERIES METHODS: A COMPARATIVE ANALYSIS IN INBOUND TOURISM DEMAND TO ANTALYA
Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2009, C.14, S.1 s.99-114. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2009, Vol.14,
DetaylıOTOKORELASYON OTOKORELASYON
OTOKORELASYON OTOKORELASYON Y = α + βx + u Cov (u,u s ) 0 u = ρ u -1 + ε -1 < ρ < +1 Birinci dereceden Ookorelasyon Birinci Dereceden Ooregressif Süreç; A R(1) e = ρ e -1 + ε Σe e ˆ ρ = Σ 1 e KARŞILA ILAŞILAN
DetaylıİMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:41, Sayı/No:, 1, 14-6 ISSN: 133-173 www.ifdergisi.org 1 İMKB 1 endeksindeki kaldıraç
DetaylıTürkiye deki İş Kazalarının Box-Jenkins Tekniği ile İncelenmesi. Doç. Dr. Arzu ALTIN YAVUZ Ar. Gör. Barış ERGÜL Ar. Gör. Ebru GÜNDOĞAN AŞIK
Türkiye deki İş Kazalarının Box-Jenkins Tekniği ile İncelenmesi Doç. Dr. Arzu ALTIN YAVUZ Ar. Gör. Barış ERGÜL Ar. Gör. Ebru GÜNDOĞAN AŞIK Sunu Planı Giriş Bu bölümde İş Sağlığı ve Güvenliği ile ilgili
DetaylıSORU 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 +
DetaylıBirim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 02, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıTürkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi. Şenol Çelik
Adıyaman Üniversiesi Fen Bilimleri Dergisi 5 (1) (2015) 80-93 Türkiye de Büyükbaş Hayvan Sayıları ve Nüfus Arasındaki Nedensellik İlişkisi Şenol Çelik Bingöl Üniversiesi Ziraa Fakülesi Zooekni Bölümü,
DetaylıZAMAN SERİLERİ TAHMİNİNDE ARIMA-MLP MELEZ MODELİ
Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 3, 2009 4 ZAMAN SERİLERİ TAHMİNİNDE ARIMA-MLP MELEZ MODELİ Oğuz KAYNAR (*) Serkan TAŞTAN (**) Öze: Bu çalışmada zaman serilerinin ahmini
DetaylıA Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region
MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/
DetaylıEurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi ISSN:
Eurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araşırmaları Dergisi ISSN:2148-9963 www.asead.com Dr. Merer MERT Gazi Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü merermer@gazi.edu.r
DetaylıMurat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET
İMKB Piyasalarındaki Volailienin Modellenmesi ve Öngörülmesi: Asimerik GARCH Modelleri ile bir Uygulama Mura MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.r Bankacılık Düzenleme ve Deneleme Kurumu (BDDK) ÖZET Çalışmada, 5
DetaylıİŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH
Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa
DetaylıAnkara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012
Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi
DetaylıYABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ
YABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ 62 Arş. Grv. Emrah ÖNDER İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Arş. Grv. Özlem HASGÜL
DetaylıTÜRKİYE 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
DetaylıDolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler
Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r
DetaylıBorsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği
Volume 4 Number 3 03 pp. -40 ISSN: 309-448 www.berjournal.com Borsa Geiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yönemlerle Analizi: Türkiye Örneği Yusuf Ekrem Akbaşa Öze: Bu çalışmada,
DetaylıÇoklu Doğrusal Regresyon Modelinde Değişken Seçiminin Zootekniye Uygulanışı
Ç.Ü.Z.F. Dergisi, 2015, 30 (1) : 1 8 J.Agric. Fac. Ç.Ü., 2015, 30 (1) : 1-8 Çoklu Doğrusal Regresyon inde Değişken Seçiminin Zooekniye Uygulanışı G. Tamer KAYAALP (1) Melis ÇELİK GÜNEY (1) Zeynel CEBECİ
DetaylıİŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *
İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.
DetaylıKOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN EDİLMESİ
Cil/Volume: 15 Sayı/Issue: Haziran/June 017 ss./pp. 163-181 İ. E. Kayral Doi: hp://dx.doi.org/10.11611/yead.6404 KOŞULLU DEĞİŞEN VARYANS MODELLERİ İLE TÜRKİYE ALTIN PİYASASI ENDEKSİ VOLATİLİTELERİNİN TAHMİN
DetaylıTÜRKİYE PETROL FİYATLARI OYNAKLIĞININ MODELLENMESİ
Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 7 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ TÜRKİYE PETROL FİYATLARI OYNAKLIĞININ MODELLENMESİ Esin FİRUZAN Absrac Nowadays, volailiy of crude
DetaylıSANAYĐ 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
DetaylıSON YILLARDA ÎÇ TİCARET HADLERİ YÖNÜNDE TARIM SEKTÖRÜNÜN DURUMU
SON YILLARDA ÎÇ TİCARET HADLERİ YÖNÜNDE TARIM SEKTÖRÜNÜN DURUMU Uzman Ergün ŞİMŞEK* Prof. Dr. Halil ÇİVİ* Yrd. Doç. Dr. A. Zafer GÜRLER* Genel olarak ekonomik gelişme, uzun vadede göreceli olarak, sanayi
DetaylıNET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)
NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin
Detaylı8.Ders(EK) Zaman Serileri Analizi
8.Ders(EK) Zaman Serileri Analizi SPSS Projec: Airline Passengers daa se is used for various analyses in his online raining workshop, which includes: Times series analysis [building ARIMA models] Proje:
Detaylı-ENFLASYON ROBUST ESTIMATION OF THE VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL: AN INVESTIGATION OF THE RELATIONSHIP BETWEEN ECONOMIC GROWTH AND INFLATION
Marmara Üniversiesi YIL 2010, SAYI II, S. 539-553 -ENFLASYON Öze Özlem YORULMAZ * ** - Anahar Kelimeler: ROBUST ESTIMATION OF THE VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL: AN INVESTIGATION OF THE RELATIONSHIP BETWEEN
DetaylıTürkiye de Enerji Üretiminde Fosil Yakıt Kullanımı ve Co2 Emisyonu İlişkisi: Bir Senaryo Analizi
25-27 January, 2017; Rome, Ialy Türkiye de Enerji Üreiminde Fosil Yakı Kullanımı ve Co2 Emisyonu İlişkisi: Bir Senaryo Analizi Hakan Çeinaş 1, İ. Mura Bicil 2, Kumru Türköz 3 Öze Elekrik üreiminde fosil
DetaylıTürkiye de Enerji Üretiminde Fosil Yakıt Kullanımı ve CO2 Emisyonu İlişkisi: Bir Senaryo Analizi
EconWorld Working Paper Series No: 2017-002 doi: 10.22440/EconWorld.WP.2017.002 Research Aricle Türkiye de Enerji Üreiminde Fosil Yakı Kullanımı ve CO2 Emisyonu İlişkisi: Bir Senaryo Analizi Hakan Çeinaş
DetaylıİMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ
Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü
DetaylıTüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)
June 7-9, 2009, Eskişehir, Turkey. Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004:0-2009:0) Yusuf Volkan Topuz * İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İşleme Bölümü,
DetaylıTÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ
ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi
DetaylıTÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ
Nüfusbilim Dergisi\Turkish Journal of Populaion Sudies, 2012, 34, 31-50 31 TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Ölümlülük ahminleri, demografi ve aküerya bilimlerinde önemli bir rol oynamakadır.
DetaylıRasyonel 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
DetaylıORTA ANADOLU KAPALI HAVZASININ YILLIK ORTALAMA AKIMLARININ STOKASTİK MODELLEMESİ
S.Ü. Müh.-Mim. Fak. Derg., c.9, s., 004 J. Fac.Eng.Arch. Selcuk Univ., v.9, n., 004 ORTA ANADOLU KAPALI HAVZASININ YILLIK ORTALAMA AKIMLARININ STOKASTİK MODELLEMESİ Meral BÜYÜKYILDIZ S. Ü. Müh. Mim. Fakülesi,
DetaylıTürkiye 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
DetaylıFİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ
FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ Yrd. Doç. Dr. Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi
DetaylıCari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği
Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 05 9 (): 35-36 Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Munise ILIKKAN ÖZGÜR (*) Öze: Makroekonomik isikrarının sağlanmasında cari işlemler
DetaylıRASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1
RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya
DetaylıCAGAN IN PARA TALEBİ MODELİ VE ENFLASYON İLİŞKİSİ: AMPİRİK ANALİZ ( ) *
CAGAN IN PARA TALEBİ MODELİ VE ENFLASYON İLİŞKİSİ: AMPİRİK ANALİZ (1981-2003) * Şenay SARAÇ ** Öze Cagan (1956), hiperenflasyon koşulları alında yarı logarimik bir reel para alebi denklemi kullanarak,
DetaylıC.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
DetaylıReel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi
DetaylıEffects of Agricultural Support and Technology Policies on Corn Farming in Çukurova Region
MPRA Munich Personal RePEc Archive Effecs of Agriculural Suppor and Technology Policies on Corn Farming in Çukurova Region Erkan Akas and Oğuz Yurdakul Universiy of Cukurova Dep. Agriculural Economics,
DetaylıTürkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of
DetaylıYAPAY SİNİR AĞLARI İLE NİĞDE BÖLGESİNİN ELEKTRİK YÜK TAHMİNİ
YAPAY SİNİR AĞLARI İLE NİĞDE BÖLGESİNİN ELEKRİK YÜK AHMİNİ anku YALÇINÖZ Saadedin HERDEM Ulaş EMİNOĞLU Niğde Üniversiesi, Mühendislik-Mimarlık Fakülesi Elekrik-Elekronik Mühendisliği Bölümü, Niğde 5 /
DetaylıAyhan Topçu Accepted: January 2012. ISSN : 1308-7304 ayhan_topcu@hotmail.com 2010 www.newwsa.com Ankara-Turkey
ISSN:136-3111 e-journal of New World Sciences Academy 212, Volume: 7, Number: 1, Aricle Number: 3A47 NWSA-PHYSICAL SCIENCES Received: December 211 Ayhan Toçu Acceed: January 212 Fahrein Arslan Series :
DetaylıAKADEMİK BAKIŞ Uluslararası Hakemli Sosyal Bilimler E-Dergisi ISSN: X Sayı: 10 Eylül 2006
İkisa ve Girişimcilik Üniversiesi Türk Dünyası Kırgız Türk Sosyal Bilimler Ensiüsü Celalaba KIRGIZİSTAN TÜRKİYE DE İHRACATA VE TURİZME DAYALI BÜYÜME HİPOTEZİNİN ANALİZİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK İLİŞKİSİ
DetaylıYAPAY SİNİR AĞLARI İLE TÜRKİYE ELEKTRİK ENERJİSİ TÜKETİMİNİN 2010 YILINA KADAR TAHMİNİ
Gazi Üniv. Müh. Mim. Fak. Der. J. Fac. Eng. Arch. Gazi Univ. Cil 19, No 3, 7-33, 004 Vol 19, No 3, 7-33, 004 YAPAY SİNİR AĞLARI İLE TÜRKİYE ELEKTRİK ENERJİSİ TÜKETİMİNİN 010 INA KADAR TAHMİNİ Coşkun HAMZAÇEBİ
DetaylıYAPISAL 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
DetaylıYaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 10 Sayı: 4 Ekim 2010 ss. 1139-1153 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tesing he Effec of he Dayligh Saving Time
DetaylıÖZET Yüksek Lisans Tezi EEG SİNYALLERİNİN ZAMAN SERİLERİ İLE MODELLENMESİ Ceren ŞENOL Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü İsaisik Anabilim Dalı D
ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ YÜKSEK LİSANS TEZİ EEG SİNYALLERİNİN ZAMAN SERİLERİ İLE MODELLENMESİ Ceren ŞENOL İSTATİSTİK ANABİLİM DALI ANKARA 26 Her hakkı saklıdır ÖZET Yüksek Lisans Tezi
DetaylıEnflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının
DetaylıYenilenebilir Enerji Kaynaklarına Geçiş Sürecinin Planlanmasında Doğrusal En İyileme Tekniğinin Kullanılması
Yenilenebilir Enerji Kaynaklarına Geçiş Sürecinin Planlanmasında Doğrusal En İyileme Tekniğinin Kullanılması Ahu Soylu, Mein Türkay* Koç Üniversiesi Endüsri Mühendisliği Bölümü Sarıyer, İsanbul ahusoylu@ku.edu.r,
DetaylıWhite 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
DetaylıTÜRKİYE DE SOFRALIK ÜZÜM ÜRETİM ve DIŞ SATIMINA YÖNELİK PROJEKSİYONLAR VE DEĞERLENDİRMELER
TÜRKİYE DE SOFRALIK ÜZÜM ÜRETİM ve DIŞ SATIMINA YÖNELİK PROJEKSİYONLAR VE DEĞERLENDİRMELER Hülya UYSAL Nihal CAN AĞIRBAŞ Gamze SANER hulya.uysal@gthb.gov.tr ncagirbas@ogu.edu.tr gamze.saner@ege.edu.tr
DetaylıAlmon Gecikme Modeli ile Domates Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Analizi: Türkiye Örneği
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urjans.com Almon Gecime Modeli ile Domaes Üreiminde Üreim-Fiya İlişisinin Analizi: Türiye Örneği a Şenol ÇELİK*,
DetaylıREEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:
Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac
DetaylıHisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:
Hisse Senedi Fiyalarıyla abancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Toda-amamoo aklaşımı Dr. Cüney AKAR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF. Öze Bu çalışmada İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında (İMKB) IMKB100
DetaylıPETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ
PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi
DetaylıZAMAN SERİLERİNDE REGRESYON ANALİZİ
ZAMAN SERİLERİNDE REGRESYON ANALİZİ 1 1. GİRİŞ Trent, serinin genelinde yukarıya ya da aşağıya doğru olan hareketlere denmektedir. Bu hareket bazen düz bir doğru şeklinde olmaktadır. Bu tür harekete sahip
DetaylıEKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL
EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL Ümran M. TEKŞEN KAHRAMAN *, Aşır GENÇ ** ÖZET Bu çalışmada, eşiksel ooregresif (TAR) modeller sınıfından kendinden
DetaylıTürkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz
Enerji, Piyasa ve Düzenleme (Cil:2, 2011, Sayfa 49-73) Türkiye de Elekrik Tükeimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz H. Mura Eruğrul * Öze Çalışmada Türkiye de elekrik ükeimi büyüme ilişkisi 1998Ç1-2011Ç3
DetaylıÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ
45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı
DetaylıFinansal 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
DetaylıAylık Elektrik Talebinin Mevsimsel Model ile Orta Dönem Öngörüsü
Enerji, Piyasa ve Düzenleme (Cil:1, Sayı:1, 2010, Sayfa 1-23) Aylık Elekrik Talebinin Mevsimsel Model ile Ora Dönem Öngörüsü Galip Alınay * Öze Bu çalışmada Türkiye nin 1995-2008 dönemini kapsayan, oplam
DetaylıFinansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği
Volume 2. Number 1. 2011 pp. 121-142 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği Burcu Ozcan a Ayse Ari b Öze: Finansal
DetaylıMEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA
Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 5, Sayı:, 3 MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİLE BİR UGULAMA Özlem AVAZ KIZILGÖL (*) Öze: Bu çalışmada, GSİH, ihraca,
DetaylıSOCIAL SCIENCES STUDIES JOURNAL SSSjournal (ISSN: )
SOCIAL SCIENCES STUDIES JOURNAL SSSjournal (ISSN:2587-1587) Economics and Adminisraion, Tourism and Tourism Managemen, Hisory, Culure, Religion, Psychology, Sociology, Fine Ars, Engineering, Archiecure,
DetaylıTÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ
Ekonomik Yaklaşım, Cil : 23, Sayı : 83, ss.69-91 TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ Özlem YİĞİT * Ailla GÖKÇE ** Öze Bu çalışmanın emel amacı, Türkiye ekonomisi için Yapısal VAR yönemi kullanılarak NAIRU
DetaylıMARMARA BÖLGESİ ÖNGÖRÜ VE BENZETİM MODELİ
MARMARA BÖLGESİ ÖNGÖRÜ VE BENZETİM MODELİ Ömer YILMAZ Veda KAYA Öze: Çalışmanın amacı, sınırlı verilerle de olsa, bölgesel bir ekonomerik model oluşurmak, ahmin emek ve bu modeli değerlendirmekir. Marmara
DetaylıSu Yapıları II Aktif Hacim
215-216 Bahar Su Yapıları II Akif Hacim Yrd. Doç. Dr. Burhan ÜNAL Bozok Üniversiesi Mühendislik Mimarlık Fakülesi İnşaa Mühendisliği Bölümü Yozga Yrd. Doç. Dr. Burhan ÜNAL Bozok Üniversiesi n aa Mühendisli
DetaylıTÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY
Journal of Yasar Universiy 22 26(7) 4392-444 TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY M. Ali Bilginoğlu
Detaylı