EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ"

Transkript

1 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ Hilal BOZKURT Öze: Çok sayıda ampirik araşırma beşeri sermayenin iki emel bileşeni olarak sağlık ve eğiim alanındaki ilerlemelerin, ikisadi büyüme performansı üzerinde poziif kakılar yaraığına işare emekedir. Bu çerçevede eğiim ve sağlık bileşenlerinden hangisinin büyüme üzerinde daha ekili olduğunu belirlemek için, her iki bileşene ayrı ayrı bakmak gerekecekir. Bu çalışmada sağlıkaki iyileşmelerin önemli gösergelerinden biri olan oralama yaşam süresi ile büyüme arasındaki ilişki ele alınmakadır. Yaşam beklenisinin yanı sıra, ikisadi büyümeye eki eden çok sayıda değişken vardır. fiziki yaırımlar (asarruf oranı) ve eğiim (okullaşma oranları) analizde yer alan diğer değişkenlerdir dönemine ilişkin yıllık değerler, İki Aşamalı Engle-Granger, Johansen Koinegrasyon ve Sock Wason yönemleri aracılığıyla es edilmişir. Elde edilen bulgulara göre, eğiim ve sağlık ayrı ayrı analize abi uulduklarında, ikisadi büyüme üzerinde poziif ekili olarak gözlenmekedir. Ancak her iki bileşenin büyüme üzerindeki ekisi birlike alındığında, dominan fakör sağlıkır. Anahar Kelimeler: Eğiim, Sağlık, Büyüme, THE RELATIONSHIP BETWEEN EDUCATION, HEALTH AND ECONOMIC GROWTH: AN ANALYSE FOR TURKEY Absrac: Many empirical anlysis indicae ha improvemens in he healh and educaion affec he economic growh posiively. Improvemen in he healh and educaion are analysed seperaely in order o deermine which componens are effecive on economic growh. In his sudy, we analysed relaionship beween economic growh and life expecancy. Apar from life expecancy, here are several variables affec he economic growh. Physical invesmens (saving rae) and educaion (schooling raes) are sample variables. The annual daa in beween is esed via Two Sep Engle Granger, Johansen Coinegraion and Sock-Wason mehods. According o he findings, if educaion and healh being analysed seperaely, here is causal relaion from he healh and educaion o economic growh. Bu if he variables have been analysed ogeher, here is causal relaion from healh o growh.the healh is dominan facor. Keywords: Educaion, Healh, Economic Growh Giriş Bir ülkenin gelişmişlik düzeyini, sadece kişi başına düşen gelir düzeyi ile açıklamak yeerli değildir. Kişi başına düşen gelir düzeyinin yanısıra sosyal ve külürel oram da önemlidir. Bu durum, ikisadi büyümenin yanında ikisadi gelişmenin de önemini oraya koymuşur. Gerek ikisadi büyüme performansı gerekse ikisadi gelişme açısından özellikle son dönemlerde üzerinde durulan önemli hususlardan biri de beşeri sermayedir. Sağlık ve eğiim beşeri sermayenin emel bileşenleri olarak kabul edilmekedir. Birleşmiş Milleler Kalkınma Programı (UNDP) arafından yayınlanan ikisadi gelişme raporlarında, bu gösergelere ilişkin gelişmelere yer verilmekedir. Eğiim ve sağlık alanındaki iyileşmeler, insani gelişme sıralamasını göseren emel belirleyicilerdir. Eğiim harcamalarının yanı sıra sağlık alanındaki gelişmeler beşeri sermaye gücünü arırarak, ikisadi büyüme ve kalkınma sürecini olumlu isikamee gelişirir. Hemen belirmek gerekir ki; sağlık harcamaları ile eğiim harcamalarının hangisinin daha ekili olduğunu oraya koyma kaygısıyla yola çıkığımızda, beşeri sermayenin her iki bileşenine ayrı ayrı bakmaka fayda vardır. Bu çalışmada sağlıkaki iyileşmelerin önemli gösergelerinden biri olan oralama yaşam süresi ile büyüme arasındaki ilişki ele alınacakır. Konuyu daha eraflıca incelemek amacıyla, büyüme performansını ekileyen diğer emel değişkenler olarak, fiziki yaırımlar (asarruf oranı) ve eğiim (okullaşma oranları) ele alınmışır. Yrd. Doç.Dr. KOÜ İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi All righs reserved by The JKEM 7

2 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I I. Lieraür Araşırması Sağlıkaki iyileşmeler nedeniyle oralama yaşam süresinin uzaması, bireyleri, becerilerini gelişirmek amacıyla gerçekleşirdikleri yaırım harcamalarını arırma yönünde güdüler (KALEMLİ vd.,2000). Bu güdü ile birlike, bireyler eğiime yönelik harcamalarını ve dolayısıyla eğiim sürelerini uzaabilir. Eğiim süresinin uzaması, kişilerin çalışma hayaına bir an önce kaılıp, ücre elde emelerinin önüne geçebilir. Ancak yaşam beklenisinin uzaması halinde, bu ür kısa vadeli bir maliyee kalanmak rasyonel bir davranış olarak değerlendirilebilir. Bireyler zaman ve para açısından maliyee kalanarak eğiim sürelerini uzaıp ulaşıkları kariyerleri sayesinde elde edecekleri kazançlardan (ücre vb.) yaşam beklenisinin iyileşmesi halinde uzun yıllar yararlanma olanağı elde edebileceklerdir. Konuya bu perspekifen bakıldığında, beşeri sermayenin iki emel bileşeni olan sağlık, eğiim ve bu bileşenlerin büyüme ilişkileri önem kazanmakadır. Sözü edilen ilişkiler bir çok eorik ve ampirik çalışmanın inceleme konusu olmuşur. Bu çalışmalarda, sağlık gösergesi olarak sağlık harcamalarının GSYİH içindeki payı, doğuşa yaşam beklenisi, anne ve bebek ölüm oranları, kişi başına düşen sağlık harcamaları gibi gösergeler kullanılmışır. Eğiim gösergesi olarak, eğiim süresi, eğiim harcamalarının GSYİH içindeki payı, okullaşma oranları (ilköğreim, yükseköğreim) gibi kavramlar yer almışır. Bu bölümde söz konusu çalışmalardan bazılarının bulgularına yer verilecekir. Tabloda yer alan çalışmalar özelenmek isendiğinde şu sonuçlara ulaşmak mümkündür: Gelir, sağlık ve eğiim gösergeleri karşılıklı ilişki halindedir. Gelirden sağlığa doğru kurulan ilişkinin yönü, sağlıkan gelire doğru yoğunlaşmaya başlanmışır. Sağlık gösergesi olarak genellikle doğuşa yaşam beklenisi ele alınmışır. Elde edilen genel bulgulara göre, yaşam beklenisindeki arış, gerek büyüme üzerinde gerekse eğiim yaırımları ya da eğiim süresi üzerinde poziif ekiye sahipir. Bunun yanında bazı çalışmalarda yaşam beklenisi için bir eşik değer vurgusu yapılmışır. Belirli bir eşik değere kadar (gelişmeke olan ekonomi) yaşam beklenisinin büyüme üzerindeki poziif ekisi, bu eşik değer aşıldıkan sonra negaife (gelişmiş ekonomi) dönmekedir. Gelişmenin ve ikisadi büyümenin sosyolojik boyularının keşfedilmeye başlanması, büyüme modellerinde alernaif yaklaşımların oraya aılmasına yol açmışır lere kadar büyüme lieraürüne hakim olan Neoklasik Büyüme modellerinde fiziksel sermaye ve işgücü verimliliğinde arışın nasıl sağlanacağı üzerinde yoğunlaşılırken, büyüme olgusuna kısa dönemli bir dinamik gözü ile yaklaşılmışır. Romer (1994), Lucas (1988), Helpman ve Grossman (1994) gibi isimlerle birlike, büyüme lieraürü yeni kavramlar ve yaklaşımlarla anışmışır. Yeni İçsel Büyüme modelleri olarak adlandırılan bu yaklaşımlar, Neoklasik öğreinin eksik bırakığı ya da ihmal eiği beşeri sermaye kavramının önemini vurgulamakadır. Modelde, bilgi (eknoloji) dışsal değil, içsel bir dinamik olarak ele alınmakadır. Beşeri sermayeye yapılacak yaırımlarla sağlanacak eknolojik gelişmenin, reel hasıla üzerinde hem nicel hem de niel açıdan ekiler yaraacağı öne sürülmekedir. Sağlık alanında ilerlemelerin yanında eğiim seviyesinin yükselmesi, beşeri sermaye sokunun armasına yol açacak, bu da, ikisadi büyüme ve gelişme performansını poziif yönde ekileyecekir. 1 Bu haliyle içsel bir nielik kazanan beşeri sermaye, büyüme olgusuna da uzun 1 Beşeri sermayenin ekonomik büyüme performansını arırdığı görüşü, yeni büyüme eorisinin emel kakılarından biridir. Beşeri sermaye ile ekonomik büyüme arasındaki poziif ilişkiyi oraya koyan bazı örnek çalışmalar şunlardır: Lucas (1988) ın çalışması yeni büyüme lieraüründe öncü çalışmalardan biridir. Babaunde ve Adefabi (2005) ile Loening, Ludger J. (2002), iyi eğiimli işgücünün ikisadi büyüme performansını, üreim fonksiyonunda bir fakör olarak ve oplam fakör verimliliği aracılığı ile poziif yönde ekilediği hususuna dikkaleri çekmişlerdir. Tüm hakları BEYDER e aiir 8

3 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING soluklu bakılmasına olanak anımaka ve büyümenin eksojen (dışsal) değil, endojen (içsel) karakerde olduğu vurgusu yapılmakadır. Aynı dönemde ekonomeri lieraüründeki gelişmeler ışığında bu alanda yapılan ampirik çalışmaların sayısı armış ve değişkenler arasında uzun dönemli ilişkiler, ekonomerik yönemlerle analiz edilmeye çalışılmışır. Bu çalışmada da, lieraürde yer alan benzer çalışmaların ışığında, eğiim, sağlık ve büyüme ilişkileri Türkiye için analiz edilecekir. Tablo 1:Eğiim, Sağlık ve Büyüme Arasındaki İlişkileri Analiz Eden Çalışmalar Yazar Bağımsız Değişkenler Bağımlı Değişken Sonuç Kalemli Özcan, Ölüm oranındaki azalma Eğiim yaırımları Poziif Şebnem vd., (2000) De la Croix ve Licandro (1999) Yaşam beklenisi Eğiim süresi Büyüme Gelişmeke olan ülkelerde poziif, Gelişmiş ekonomilerde Climen ve Doménech (2006) negaif Yaşam beklenisi Eğiim süresi Kısa yaşam beklenisi için negaif, uzun yaşam beklenisi için poziif Soares (2005) Çocuk ölümlerinde Büyüme Poziif azalma Jayachandran, Lleras- Anne ölüm riskinde Kadın yaşam beklenisi Poziif Muney (2007) azalma Kadın eğiim süresi Poziif Huang, Fulginii ve Peerson (2003) Yaşam beklenisi Büyüme Eğiim süresi Poziif Poziif Zhang ve Zhang (2005) Yaşam beklenisi Tasarruf oranı Ora öğreime kayı oranı Büyüme Doğum oranı Poziif Poziif Poziif Negaif Echevarría, (2004) Yaşam beklenisi Emeklilik yaşı Eğiim süresi Büyüme Poziif Poziif Belirli bir eşik değere kadar poziif Morand, (2004) Büyüme Yaşam beklenisi Poziif Bloom ve Canning Sağlıkaki gelişmeler Büyüme Poziif (1999) Scheffler (2004) Sağlıkaki gelişmeler Büyüme Poziif Bloom,Canning ve Yaşam beklenisi Büyüme Poziif Sevilla (2001) McDonald ve Robers Yaşam beklenisi Büyüme Poziif (2002) Mayer (2001) yaş grubunda Büyüme Poziif sağlık alanında iyileşme Chakrabory (2004) Yaşam beklenisi Büyüme Poziif Bhargava, vd., (2001) Yaşam beklenisi Büyüme Poziif Tabaa (2005) Yaşam beklenisi Büyüme Kısa yaşam beklenisi için poziif, Uzun yaşam beklenisi için negaif Boucekkine, Croix ve Licandro ( 2002) Yaşam beklenisi Büyüme Belirli bir eşik değere kadar poziif, eşik değer aşıldıkan sonra negaif 2. Veri Sei ve Kaynaklar Modelde kullanılan değişkenler sağlık gösergesi olarak yaşam beklenisi (lnl) ve sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı (lnhe), eğiim gösergesi olarak sırasıyla ilköğreim (lnp), oraöğreim (lnse) ve yüksek öğreim (lnh) okullaşma oranları kullanılmışır. Ayrıca analizde oplam asarruflar (lns) ve büyüme gösergesi olarak kişi başına düşen milli gelir (lny) All righs reserved by The JKEM 9

4 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I değişkenleri yer almakadır. Tüm değişkenler dönemine ilişkin yıllık ve logarimik değerleri ile analize abi uulmuşur. Veriler, Türkiye İsaisik Kurumu (TÜİK), Devle Planlama Teşkilaı (DPT), Human Developmen Repor (2001, 2004) inerne adreslerinden elde edilmişir. 3. Ampirik Analiz Makro ekonomik serilerinin birçoğunun orak rend içermesi, seriler arasında gerçeke var olmayan sahe ilişkilerin oraya çıkmasına neden olmakadır. İlk olarak Granger ve Newbold (1974), benzer olarak ooregresif ve harekeli oralama süreçleri için Granger, Hyung ve Jeon (2001) arafından ele alındığı gibi, durağan olmayan seriler arasında kurulan bir ilişki, sahe (spurious) regresyona yol açarak, yüksek R 2, yüksek isaisiklerine ve düşük Durbin- Wason (DW) es isaisiklerinin elde edilmesine yol açmakadır. Değişkenlerin farklarının alınması ise uzun dönem bilgisinin kaybolmasına sebep olmaka ve ancak kısa dönem ilişikilerinin elde edilmesine izin vermekedir. Granger (1981), bu gerçeklerden yola çıkarak hem sahe regresyon problemini aşmak, hem de uzun dönem bilgilerini de kullanabilmek için koinegrasyon yönemini önermişir. İki değişkenin yer aldığı bir model düşünüldüğünde, Dickey ve Fuller (1979,1981) arafından gelişirilen DF (Dickey-Fuller) ve ADF (Genişleilmiş Dickey Fuller) ve Phillips ve Perron (1988) gibi eslerle, her iki değişkenin de durağanlık merebesi aynı bulunursa (diyelim ki X ~ I(1), Y ~ I(1)), değişkenler arasında koinegrasyon araşırması yapılabilir. Serilerin düzey değerlerinin regresyon modelinde ahmin edilmesi ile elde edilen haa erimi durağan ise (u ~ I(0)), (1) nolu eşiliğe ulaşılır: ΔY = αδx + β ( y ax ) 1 + e 1 (1) Eşilike β kasayısının isaisiki olarak anlamlı olması önemlidir. Haa erimi durağan bulunmaz ise, bir diğer deyişle durağanlık merebesi modelde yer alan değişkenlerin durağanlık merebesi ile aynı ya da daha büyükse, seriler arasında koinegrasyon ilişkisi aranamaz (MADDALA,1992:598). Değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşıran birkaç yönem vardır. Öncelikle bu yönemlerin emel işleyişi açıklanacakır. -İki Aşamalı Engle-Granger Tahmin Yönemi Koinegrasyon ilişkisinin gözleneceği değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişkiyi ahmin emek için Engle ve Granger (1987) arafından ileri sürülen İki Aşamalı Engle-Granger Tahmin Yönemi, bu alanda oraya aılan ilk yönemdir. Değişkenlerin düzey değerlerinin ahmin edilmesi ile bulunan haa eriminin, VAR modelinde yerine konması sureiyle işleyen bir sürece sahipir. Sisemdeki değişkenler I(1) iken, haa payının I(0) olması, nadiren sıfır oralamasından yani dengeden uzaklaşığı bir durumu ifade eder. Dengeden sapma çok nadiren meydana geldiği için değişkenler koinegredir. I(d) merebesinde olan üm değişkenler için bir x vekörü ~CI(d,b) olduğunda, α ( 0) değerinde bir vekör olarak anımlanabilir. Bu durumda e ~I(db), b 0 olacakır. Büün bu anımlamaları sağlayan α vekörü, koinegrasyonu sağlayan vekör olarak anımlanır. Büün bu şarlar göz önünde uulduğunda ve x, değişkenlere ilişkin vekörü ifade eiğinde, haa-düzelme göserimi aşağıdaki eşilik ifade edilir. x Tüm hakları BEYDER e aiir 10

5 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING (1 α ' X B ) X = e = C ( B ) e X vekörünün elemanları (d-b) merebesinde durağan olacakır. O halde esin ana fikri, değişkenleri düzey değerleri ile ele alabileceğimiz bir sisemi gelişirmekir. Yönemde ilk aşama değişkenlerin durağan olup olmadıklarının ve durağan değillerse durağanlık merebelerinin araşırılmasıdır. Değişkenlerin aynı merebeden durağan olmaları gerekmekedir. DF, ADF veya PP esleri yardımı ile durağanlık merebeleri araşırıldıkan sonra, değişenlerin düzey değerlerinin yer aldığı regresyonun (2 nolu eşilik) ahmin edilmesinden elde edilen haa eriminin durağanlığı es edilir. y = α + βx + e (2) Haa eriminin durağanlığını espi emek üzere DF veya ADF yapılır. Haa eriminin durağan olup olmadığına karar verirken DF ve ADF eslerinde kullanılan kriik değerler kullanılamaz. Çünkü ahmin edilen haa erimleri koinegre sayısına bağlıdır. Bunun yerine Engle-Yoo (1987) arafından gelişirilen, 50, 100, 250 ve 500 gözlem için bulunan kriik değerler kullanılmalıdır. Diagnosik eslerle haa eriminin durağan olduğuna karar verilirse üçüncü aşamaya geçilir. Böylece x ve y değişkenlerinin durağanlık merebelerinin (d) aynı olduğu ve haa eriminin ise durağanlık merebesinin sıfır olduğu belirlenmiş olacakır. Ardından aynı merebeden durağan değişkenlerin ahmininden elde edilen ve durağan olduğu sapanan haa erimi, nedensellik yönünün belirleneceği Vekör Haa Düzelme modelinde (VEC) yerine konacakır: Δy Δx = α + α ( y 1 y = α + α ( y 2 x 1 1 β x 1 β x ) + Σα ( i) Δy 11 ) + Σα ( i) Δy 21 i i + Σα ( i) Δx 12 i + Σα ( i) Δx 22 i + + y y (3) Bu eşiliklerde β, ikinci aşamada ifade edilen eşiliken gelen koinegrasyonu sağlayan vekör parameresidir. Demek ki eşiliğin sağ arafında üm değişkenlerin gecikmeli değerleri ve değişkenlerin düzey değerlerine ilişkin regresyondan gelen haa-düzelme erimi yer almakadır. Yukarıdaki eşiliği haa-düzelme erimi ile ( e 1) yaklaşık VAR (near VAR) modeline ilişkin bir göserime ulaşılır: ekrar yazacak olursak, Δy Δx = α + α y e 1 = α + α x e Σα ( i) Δy 11 i + Σα ( i) Δy 21 i + Σα ( i) Δx 12 i + Σα ( i) Δx 22 i + + y y (4) Denklemlerin kasayıları EKK ile elde edilir (ENGLE-GRANGER,1987) 2. ve ; beyaz gürülü sürecine sahip haa erimleridir. Modelde, kısa ve uzun dönem ilişkiler bir arada göserilmekedir. Tüm değişkenler durağan olduğu için VAR modeli gibi ahmin edilebilir. y y 2 Elde edilen EKK ahminleri uarlıdır. Koinegrasyon ilişkisinin gözlendiği EKK ahminleri ile doğrusal olmayan EKK ahmincilerinin aynı limi dağılımına sahip olduğu ve uarlı olduğu gözlenmişir (STOCK,1987: ). All righs reserved by The JKEM 11

6 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I Gecikme seviyesinin seçiminde 2 χ esi ve α ( i) = 0 şeklinde paramereler üzerine kısılamalar için F esi kullanılabilir. Son aşamada modelin uygunluğunun esine ve sonuçların yorumlanmasına geçilir. Öncelikle haa erimlerinin beyaz gürülü olup olmadığı incelenir. α y ve α x kasayıları uyarlama hızı kasayılarıdır. Diyelim ki ilk eşilikeki α kasayısı 0 olsun. Bu durumda α ( ) =0 olur. Bir y jk 12 i diğer deyişle, Δx, Δy nin granger nedeni değildir. Ayarlama hızı kasayılarından biri ya da her ikisi isaisiksel olarak anlamlı ise, bu değişkenler arasında koinegrasyon ilişkisine işare eder. Ayrıca anlamlı bulunan kasayının büyüklüğü ve yönü de önemlidir. Çünkü bu kasayı, aynı zamanda kısa dönemdeki dengesizliğin uzun dönemde ne oranda düzelileceğini ifade eder. (+) ise, dengeden uzaklaşma, (-) çıkarsa, dengeye yaklaşma vardır (Engle- Granger:1987). Engle-Granger yönemi, hesaplanması ve uygulanması praik bir yönemdir. Ancak birakım eksikliklere ya da güçlüklere sahipir. Sisemde ikiden fazla sayıda değişken olması durumunda bu sözü edilen güçlük yine karşımıza çıkmakadır. Bu yönem, çoklu koinegre vekörleri ayrışırma konusunda bir prosedüre sahip değildir (ENDERS,1995: ). - Johansen Koinegrasyon Yönemi Engle-Granger yöneminde sözü edilen güçlük ve eksiklikler nedeniyle Johansen (1988) ve Sock ve Wason(1988) koinegrasyonu sağlayan vekörlerin ahmininin En Çok Benzerlik yönemi ile hesaplanmasına yönelik Johansen Koinegrasyon Yönemi ni öne sürmüşlerdir. Johansen yönemi, Dickey-Fuller yöneminin genelleşirilmiş bir göserimidir. X = Π1 X Π k X k + e, = 1,2,..., (5) Burada X, geçmiş değerleri ile ifade edilen değişkenler vekörünü simgelemekedir. Bu göserim, VAR modelini kullanarak değişkenleri, geçmiş dönem değerleri ile ifade eder. Modeli harekeli oralama göserimi ile ifade eiğimizde, aşağıdaki eşiliğe ulaşılır. A( e) = I Π e... Π 1 (6) k e k A marisinin rankı r, koinegre vekör sayısını vermekedir ve eşiliklerdeki p boyulu değişken vekörünün en fazla bir eksiği kadar (r<p) olabilir. Haa erimi e ise, beyaz gürülü sürecine sahipir. A( e) ' Π = αβ e= 1 = Π = I Π1... Π k, (7) ' ' П kasayılar marisi (pxr) boyulu α ve β marislerinin çarpımıdır. α, ayarlama hızı, β ise, sahip olduğu saır sayısının koinegre vekör sayısına eşi olduğu, en çok benzerlik ahmini ile elde edilen marisir. Durağanlık merebelerine karar verilen denklem sisemi, değişkenlerin gecikmeli değerlerinin yer aldığı VAR modeli şeklinde ifade edilir. Durağanlığın belirlenmesinde kullanılan DF ve ADF eslerinde olduğu gibi, serinin durağanlaşırılması için birinci farkının alınması gerekirse aşağıdaki forma ulaşılır: Tüm hakları BEYDER e aiir 12

7 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING ΔX = Γ ΔX Γ k 1 ΔX k Γ = I + Π Π i, i = 1,... k. i + ΠX k + e, (8) Π ; kasayılar marisidir(johansen:1988). Burada П kasayılar marisinin rankı bize önemli bilgiler verir. Çünkü rank, p (değişken vekörünün boyuunu ifade eder) ye eşise (rank=p) kasayılar vekörünün durağan olduğuna, rank sıfıra eşise, geleneksel VAR modeline, r<p ise, ' değişkenler arasında r ane koinegre vekör ilişkisi olduğuna karar verilir ( Π = αβ ). Koinegre vekör sayısı, değişkenler vekörünün boyuundan 1 eksik olmalıdır. Eşi olduğu durumda, değişkenlerin durağan olduğuna karar vereceğimiz için, koinegrasyon ilişkisinin araşırılmasına gerek kalmayacakır. Burada emel hipoez, ' β H : ' o ( Π = αβ ) (En fazla r ane koinegre vekör vardır). olmak üzere marisi, değişkenlerin uzun dönem ekilerini göseren bir marisir. Değişkenler koinegre oldukları için marisin sıfırdan farklı λ 1 λ2... λ n kadar karakerisik kökü (eigenvalue) olacakır. Eğer koinegrasyon ilişkisi yoksa, üm karakerisik kökler sıfıra eşi olur (JOHANSEN AND JUSELIUS,1990: ). Karakerisik köklerin sıfıra eşi olup olmadığını, dolayısıyla koinegrasyon ilişkisinin varlığını irdelemek için iki es öne sürülmüşür: λ race n ( r) = T ln(1 λ i ) i= r+ 1 (9) λ max ( r, r + 1) = T ln(1 λ r+ 1 ) λ i ;β marisinden elde edilen karakerisik kökler veya özdeğerler, T;gözlem sayısı, olmak üzere birinci ese, genel bir alernaife karşı r ye eşi veya daha az sayıda koinegre vekörün olduğunu ileri süren emel hipoez değerlendirilir. Tüm karakerisik köklerin değeri sıfır olduğunda, esin değeri de sıfır olacakır. İkinci ese, emel hipoezde r kadar koinegre vekör olduğu savı, r+1 ane olduğunu ileri süren alernaif hipoeze karşı sınanır. Karakerisik kökler sıfıra eşise, λ değeri küçük olacakır. Tesler sonucunda elde edilen λ race, λ max isaisik değerlerinin karşılaşırılacağı kriik değerler Johansen and Juselius (1990) da belirilmişir (ENDERS,1995: ). Değişkenler arasındaki uzun dönemli ilişki, bir eşanlı model yapısı içinde incelenmekedir. Bu haliyle kasayılar marisinin en çok benzerlik ahmincileri, uarlı ahminler verirler. -Sock Wason Dinamik OLS Yönemi Engle-Granger arafından ileri sürülen Haa Düzelme modeli (Error Correcion Model-ECM), değişkenler arasında uzun dönemli ilişkiyi ele alan ilk ve emel yönemdir. Yönemin uygulanabilme kolaylığına ve birçok avanajlarına rağmen, bir analizde diğer yönemlerle max All righs reserved by The JKEM 13

8 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I deseklenmesi, ikisadi yorum yapılmasını kolaylaşırır. Öe yandan, Engle-Granger ve Koinegrasyon yönemlerinde, eşiliğin sağ arafında yer alan bağımsız değişkenlerin içselliğinden kaynaklanabilecek sapmalar olabilir. Saikkonen(1991) ve Sock Wason(1993) arafından gelişirilmiş Dinamik En Küçük Kareler (Dynamic OLS) yönemi, bu arzdan sapmaların önüne geçilmesine ve uzun dönem denklemine dinamik unsurların ilave edilmesine imkan veren yönemlerdir. n i= 1 n + m2 ln y = α + δ ln x i + ζ Δx + ε (10) i, j i= 1 j= m1 (10) nolu eşilike, kısa dönem dinamiklerinin geçmiş ve gelecek değerlerine yer verilmesi sureiyle, ahmine dinamik bir yapı kazandırılmakadır. Yönemin işleyişi şu şekildedir: -İlk adımda, AIC, SW ve HQ krierleri ile kısa dönem dinamiklerinin gecikmeleri belirlenir. Genellikle bu değerler (-m1 ve +m2) eşi olarak ele alınır. -İkinci adımda model (gerekli deerminisik bileşenlerle), Newey Wes (1987,1994) ahmincisi kullanılarak, EKK yönemi alında ahmin edilir. Bu şekilde heeroskedasdisie ve ookorelasyonun varlığı alında varyansların büyük veya küçük ahmin edilmelerinden doğabilecek ahmin haaları, kasayıların isaisiğine uyarlanan Newey Wes ahmincisi 3 ile düzelilir. -(10) nolu denklemden elde edilen haa payının durağan olup olmadığı araşırıldığında, I(0) olduğu espi edilirse, koinegrasyon araşırmasına gidilebilir. 4. Ampirik Sonuçlar Arora (2001) de ele alındığı gibi, büyümenin endojen karakerde olup olmadığını belirlemek üzere aşağıdaki denklem ele alınmışır: m i= m Δln y = α + δ lnl + γ Δlnl i i, j + i + Denklemde y, kişi başına düşen gelir, l; yaşam beklenisini ifade emekedir. Büyümenin en önemli bileşenlerinden biri hiç kuşkusuz sağlık alanındaki gelişmelerdir. Bir insan için sağlıklı bir birey olmak her şeyin önünde gelir ve üm hayaın bileşenlerini doğrudan ekiler. Dolayısıyla sağlığın büyüme üzerindeki ekisinin geçici mi yoksa kalıcı mı olduğunu belirlemek önemlidir. Bu nokada hipoezi, denklemde yer alan δ kasayısının isaisiksel anlamlılığı üzerine oluşurmak gerekir. H 0 : δ = 0 H1 : δ 0 Modelin ahmini neicesinde hipoezin kabul edilmesi, büyümenin geçici, yani eksojen (dışsal) karakerde olduğu bilgisini verecekir. Sözü edilen bilgiye ulaşmak için çalışmanın ampirik analiz kısmında öncelikle, (11) nolu denklem, Türkiye verileri için incelenmişir. Ardından insani gelişme kavramının üç emel gösergesi olan büyüme, sağlık ve eğiim arasındaki ilişkiler, uzun dönem için ele alınmışır. Tahmin sonuçlarına geçmeden önce, modelde kullandığımız değişkenlerin birbirleri olan korelasyon değerlerine başvurulmuşur. ν (11) 3 2 / 9 Newey-Wes (1994) ahmincisi kullanılırken, q; runcaion gecikmesi;q= floor 4( N ) 100 ile bulunur. Floor, paranez içindeki sayının kendinden büyük olmayan en büyük amsayıyı veren bir fonksiyondur. Tüm hakları BEYDER e aiir 14

9 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING Tablo 2: Değişkenler Arasındaki Korelasyon Değerleri Lnl Lny Lns Lnp Lnse Lnhe Lnh LnL Lny Ls Lnp Lnse Lnhe Lnh Tablo 2 den elde edilen sonuçlara göre kişi başına düşen gelir ile en yüksek korelasyona sahip değişkenler sırasıyla yüksek öğrenimde okullaşma oranı, doğuşa yaşam beklenisi, oraöğreim okullaşma oranı ve ilköğreim okullaşma oranı şeklinde sıralanmakadır. Tasarruf oranı ve sağlık harcamaları ile arasındaki korelasyon kasayıları ise anlamlı değildir. Doğuşa yaşam beklenisi ile en yüksek korelasyona sahip değişkenler ise kişi başına düşen gelir, yüksek öğrenimde okullaşma oranı, ora öğrenimde ve ilköğrenimde okullaşma oranı şeklinde sıralanmakadır. Tablodan gözlenebilecek bir diğer önemli sonuç şudur: Sağlık harcamaları ve asarruflar, ara kalan değişkenlerle oldukça düşük korelasyon değerine sahipir. Ancak sözü edilen değişkenlerin, düşük olmakla birlike en yüksek korelasyon ilişkisi doğuşa yaşam beklenisi iledir. O halde iki emel göserge, eğiim bileşenleri ve yaşam beklenisi arasında güçlü bir korelasyon ilişkisi vardır. Değişkenler arasında uzun dönemli ilişkiyi araşırabilmek için öncelikle, serilerin ne ürden bir rend izlediklerine karar vermek gerekir. Bu amaçla bir sonraki adımda değişkenlerin birim kök es sonuçlarına yer verilmişir. Tablo 3: Birim Kök Tesi Sonuçları Değişkenler ADF PP Düzey Birinci Fark Düzey Birinci Fark Lnl 0.364(0) (0)*** (2) (0)*** Lny (1) (0)*** (2) (1)*** Lns (0) (0)*** ) (1)*** Lnse (5) (4)*** (2) (7)** Lnhe (1) (2)*** (1) (0)*** Lnp (0) (0)*** (5) (5)*** Lnh (2) (1)*** 0.137(17) (23)*** No : (***) %1, (**) %5 anlamlılığa işare emekedir. Kriik değerler, Mackinnon a aiir. Paranez içerisindeki değerler, AIC ile hesaplanan opimal gecikme uzunluklarıdır. PP esi için Newey-Wes ahmincisi kullanılmışır. Tablodan elde edilen bilgiler, üm değişkenlerin birinci merebeden fark durağan oldukları yönündedir. Bu sonuç, değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin araşırılabileceği ipucunu vermekedir. Yaşam beklenisindeki değişmenin büyüme üzerinde uzun dönemli eki bırakıp bırakmadığını ölçen (11) nolu eşilik, büyümenin sadece emek verimliliğindeki arışan ve bu durumun gösergesi olarak yaşam beklenisinden kaynaklandığını öngörmekedir. Denklem, DOLS yönemi ile ahmin edildiğinde aşağıdaki sonuçlara ulaşılmakadır: All righs reserved by The JKEM 15

10 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I Tablo 4: Sock Wason DOLS Tahmin Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği p olasılık değeri C Lnl 8.288*** Dlnl(-1) Dlnl(-2) dlnl(+1) dlnl(+2) R 2 Log-likelihood F Tesi AIC SW Ecm-ADF *** Diagnosik Tesler Rese Tesi 2.247(0.133) Jarque Bera Mormallik Tesi 0.366(0.832) Breusch-Godfrey LM Tesi 2.794(0.245) Breusch-Pagan Godfrey Heeroskedasdisie Tesi 2.734(0.874) No:.(***) %1 anlamlılığa işare emekedir. Paranez içindeki değerler, p olasılık değerleridir. Değişkenlerin gecikmelerine 4 gecikmeden başlanmış, AIC,SW ve HQ k- rierleri gözeilerek gecikme yapısına karar verilmişir. DOLS ahmininden elde edilen haa eriminin ADF değeri, serinin I(0) olduğunu gösermekedir. Kriik değerler %1 için 4.12, %5 haa payı için 3.29 dur (ENGLE/YOO,1987:158). DOLS ahmininden elde edilen sonuçlara göre, doğuşa yaşam beklenisi ile kişi başına düşen gelir arasında uzun dönemli ve poziif yönlü bir ilişki vardır. Yaşam beklenisinde %1 lik arış, kişi başına geliri %8.28 kadar arıracakır. Büyüme, İçsel Büyüme modellerinde ele alındığı gibi endojen karakerdedir. Ek 1 de yer alan ve haa eriminin varyansına ilişkin değişmeyi ölçen CUSUM ve CUSUM-Q grafikleri ise kurulan modelin kararlı (dengeli) olduğu bilgisini vermekedir. Demek ki yaşam beklenisinde meydana gelecek iyileşmeler, gelir üzerinde kalıcı (uzun dönemli) ve poziif ekiler yaraacakır. DOLS modelinin ahmininden elde edilen sonuçları deseklemek için Johansen Koinegrasyon esi ve ardından nedenselliğin yönünü belirlemek üzere VEC modelleri ahmin edilmişir. Tablo 5: Yaşam Beklenisi ve Büyüme Koinegrasyon Tes Sonuçları Öz değerler İz isaisiği Max Özdeğer Kriik değer Sonuç İsaisiği %5 İz %5 Max Hipoez r=0 Re r 1 Kabul Tablodan elde edilen sonuç, yaşam beklenisi ile büyüme arasında bir ane koinegrasyon vekörünün bulunduğunu gösermekedir. Demek ki sözü edilen değişkenler arasında uzun dönemli ve kısa dönemli ilişki birlike incelenebilir. Uzun dönemli ilişkinin yönüne karar verebilmek için VEC modeli ahmin edildiğinde sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tüm hakları BEYDER e aiir 16

11 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING Tablo 6: Yaşam Beklenisi ve Büyüme VEC Sonuçları Bağımlı Değişken: Lny VEC (Kasayı ve -is) C 530 Trend ecm(-1) (-2.647)*** dlny(-1) (-2.295)*** dlny(-2) (-0.665) dlnl(-1) 4.284(1.273) dlnl(-2) 3.455(0.932) R Log-Likelihood AIC SW ADF(ecm) ** Kriik değerler %1 için 4.12, %5 için 3.29 dur (ENGLE/YOO,1987:158). VEC ahmininden normalleşirme neicesinde elde edilen eşilik aşağıdaki gibidir: lny= lnl+0.118rend (6.136) [2.663] *İlk paranez kasayıların sandar haaları, köşeli paranez ise isaisikleridir. Elde edilen sonuçlara göre, yaşam beklenisi büyüme üzerinde uzun dönemde ekilidir. Yaşam beklenisinde iyileşmeler, büyümeyi poziif olarak besleyecekir. Ancak büyümeyi besleyen farklı kaynaklar vardır. Emek verimliliği, asarruf düzeyi ve eğiimde sağlanan gelişmeler, büyümenin beslendiği bu dinamiklerden bazılarıdır. Büyümenin uzun dönemli bir olgu olup olmamasının belirlenmesinin yanında, sözü edilen dinamiklerden hangisinden beslendiği de önem arz emekedir. (11) nolu denklem, ifade edildiği gibi, büyümenin emek verimliliğinde sağlanan iyileşme ile gerçekleşeceğini öngörmekedir. Bu ayırımı yapabilmek için, büyüme eşiliğine yaşam beklenisinin yanı sıra bir konrol değişkeni olarak öncelikle fiziki yaırımlar ilave edilebilir. Yaşam beklenisi yükseldikçe, bireyler daha uzun yaşayacaklarının bilincinde olarak, ileriki dönemler için yapacakları asarruflarını arırma kararı alabilirler. Aran asarruflar, yaırımların fiziksel olarak armasına yol açar. Aran yaırımların geirisi sabi ya da aran oranda ise, büyüme uzun dönemli olarak gerçekleşir. Eğer Neoklasik büyüme modelinde öngörüldüğü gibi, yaırımın geirisi azalan oranda ise büyümeye olan ekisi uzun soluklu olmayacakır. Fiziki (asarruflar) ve beşeri sermaye ile büyüme ilişkisi birlike ele alındığında aşağıdaki denkleme ulaşılır: Δln y = α + δ lnl + θ ln s + m i= m ς Δln s m + i + γ iδlnl + i + i= m Modelin ahmininde VEC ve DOLS yönemleri kullanılmışır. ν (12) All righs reserved by The JKEM 17

12 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I Tablo 7: Yaşam Beklenisi, Tasarruflar ve Büyüme VEC ve DOLS Tahmin Sonuçları Bağımlı Değişken: Lny VEC (Kasayı ve -is) DOLS (Kasayı ve -is) C ( )*** ecm(-1) 0.886(3.128)*** dlny(-1) (-3.180)*** dlny(-2) (-1.629) dlns(-1) (-1.309) (-3.061)*** dlns(-2) -32(0.262) 31(1.240) dlns(+1) 0.200(2.471)** dlns(+2) 13(0.182) dlnl(-1) 4.991(1.424) (-9.198)*** dlnl(-2) 3.525(0.999) ( )*** dlnl(+1) (-1.283) dlnl(+2) 2.075(1.723) Lns 0.181(1.972)* Lnl 8.025(53.503)*** R 2 Log-Likelihood AIC SW ADF(ecm) ** *** Diagnosik Tesler Jarque Bera Mormallik Tesi 9.570(0.144) (00) Breusch-Godfrey LM Tesi 5.500(0.975) 2.922(87) Breusch-Pagan Godfrey (0.138) 3.800(0.955) Heeroskedasdisie Tesi Rese Tesi 0.414(0.519) No: (***) %1, (**) %5,(*) %10 anlamlığa işare emekedir. Değişken lere ilişkin gecikme yapısına AIC ve SW değerleri gözeilerek karar veril mişir. Ecm(-1) kasayısı yapılan ADF esine göre I(0)dır. ADF es isa isiği , Engle-Yoo (1987:158) kriik değeri %5 için dur. VEC ahmininden normalleşirme neicesinde elde edilen eşilik aşağıdaki gibidir: lny= lnl+25lns (0.500) (0.135) [19.174] [0.188] *İlk paranez kasayıların sandar haaları, köşeli paranez ise isaisikleridir. Eşiliğe göre, lnl kasayısı isaisiksel olarak anlamlı, lns ise değildir. Uzun dönemde, kişi başına düşen gelir üzerinde ekili olan değişken yaşam beklenisidir. Fiziki sermaye gösergesi olarak ele aldığımız asarruflar ise ekili bulunmamışır. Tablodan elde edilen VEC sonuçlarına göre, haa düzelme kasayısı (ecm) poziif faka anlamlıdır. Bu sonuç lny lnl ve lns arasında uzun dönemli ilişki olduğunu, ancak uzun dönemle kısa dönem arasındaki dengesizliği giderecek mekanizmanın çalışmadığını ifade emekedir. DOLS ahmin sonuçlarına göre lnl değişkeni anlamlı, faka lns anlamlı değildir (%10 haa payı ile anlamlı). Kasayılar açısından değerlendirildiğinde, lns ve lnl birlike ele alındığında lny üzerinde uzun dönemde daha ekili olan değişken lnl olmakadır. Demek ki yaşam beklenisindeki arışlar, fiziki sermayeden ziyade, büyüme üzerinde poziif yönde ekili olan fakördür. Öe yandan (11) ve (12) numaralı eşiliklerin ahmin edilmesiyle elde edilen δ kasayıları büyüklük açısından birbirlerinden çok farklı değildir. Bu sonuç bizi, yaşam beklenisinin yükselmesi nedeniyle gerçekleşen asarruf arışlarının uzun dönem büyüme üzerinde ekili olabileceği sonucuna göürmekedir. Tüm hakları BEYDER e aiir 18

13 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING Fiziki sermayeden sonra, beşeri sermayenin iki önemli gösergesi olan eğiim ve yaşam beklenisi ile kişi başına gelir arasındaki ilişkileri oraya koymak üzere aşağıdaki sonuçlara ulaşılmışır. Öncelikle eğiim, ilköğreim, oraöğreim ve yüksek öğreim okullaşma oranları şeklinde ayrı ayrı sembolize edilmişir. Sözü edilen her bir değişkenin, sırasıyla büyüme üzerindeki ekisini belirlemek üzere VEC modeli ahmin edilmişir. Tablo 8:Kişi Başına Düşen Gelir ile Eğiim Değişkenleri Arasındaki VEC Modeli Sonuçları Bağımlı Değişken: Kişi Başına Düşen Gelir (1) (2) (3) lnh lny lnp lny lnse lny Kasayı ve -isaisiği C 73(4.113)*** 68(3.444)*** ecm(-1) 0.379(-1.897)** 79(-0.980) (-2.726)*** dlnh(-1) 0.241(-1.350) 0.310(1.422) dlny(-1) 0.134(-0.663) 0.152(0.725) (-2.013)** dlny(-2) dlnp(-1) 0.481(-1.717) dlnp(-2) 0.581(-2.153)*** dlnse(-1) (-1.890)** R 2 Log-likelihood F AIC SW Wald Wald(ecm ile birlike) ADF ** *** ** 3.574** 4.772** 5.800** 9.682*** (0)** (0) (0)* No: Paranez içindeki değerler, -isaisikleridir.(***) %1, (**) %5,(*)%10 anlamlılığa işare emekedir. Tablo kriik değerleri sırasıyla %1 için 4.12, %5 için 3.29 dur (ENGLE/YOO,1987:158). Tabloda (1)numaralı eşilik, yüksek öğrenim okullaşma oranından kişi başına gelire doğru olan haa düzelme modelini ifade emekedir. Haa düzelme kasayısı %5 düzeyinde anlamlı faka poziifir. Ancak Wald esi (ecm ile birlike) anlamlı olduğuna göre, lnh değişkeninden lny ye doğru uzun dönemli ilişki mevcuur. (2) nolu eşilik, ilköğreim okullaşma oranının kişi başına gelire ekisini gösermekedir. Ecm kasayısı anlamlı değildir. (3) nolu eşilik oraöğrenim okullaşma oranından kişi başına gelire olan ekisine ilişkindir. Elde edilen sonuçlara göre, gerek ecm kasayısı, gerekse wald esleri anlamlıdır. Uzun dönemde lnse, lny üzerinde ekilidir. İkinci eşilik dışındaki eşiliklerde, haa düzelme kasayıları seviyesinde durağandır. O halde yüksek öğreim ve ora öğreim okullaşma oranları ile büyüme arasında uzun dönemli ilişki vardır. Ancak ilkinde kısa dönemle uzun dönem arasındaki dengesizlik giderilememekedir. Elde edilen sonuçları deseklemek için bu kez aynı değişkenler DOLS modeli ile ahmin edilmişler ve aşağıdaki sonuçlara ulaşılmışır. All righs reserved by The JKEM 19

14 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I Tablo 9:Kişi Başına Düşen Gelir ile Eğiim Değişkenleri Arasındaki DOLS Modeli Sonuçları C lnh lny lnp lny lnse lny (1) (2) (3) Kasayı ve -isaisiği -62(-0.528) (-8.513)*** ( )*** dlnh(-1) (-1.530) dlnh(-2) -35(-0.138) dlnp(-1) (-1.660) dlnp(-2) (-1.490) dlnp(+1) 2.167(3.643)*** dlnp(+2) 2.535(3.790)*** dlnh(+1) -44(-0.153) dlnh(+2) 0.183(0.691) dlnse(-1) (-2.503)** dlnse(-2) 0.726(1.509) dlnse(+1) 08(21) dlnse(+2) 0.655(1.806) Lnh 0.573(18.518)*** Lnp 2.653(9.839)*** Lnse 0.837(14.320)*** R 2 Log-likelihood F AIC SW *** 21.20*** *** Diagnosik Tesler Jarque Bera Mormallik Tesi 1.174(0.555) 0.651(0.721) 1.213( Breusch-Godfrey LM Tesi 3.350(0.187) 8.918(11) 2.571(0.114) Breusch-Pagan Godfrey 8.847(0.115) 6.455(0.264) 4.644(0.460) Heeroskedasdisie Tesi Rese Tesi (00) 5.360(42) (00) Sonuçlar, VEC modeli ahmin sonuçları ile hemen hemen aynı yöndedir. Tüm eşiliklerde eğiim değişkeni, uzun dönemde büyümeyi ekiliyor gözlenmekedir. Ancak diagnosik eslerin bazılarında sorun gözlenmekedir. Bir sonraki aşamada eğiim değişkenleri sırasıyla yaşam beklenisi ile birlike büyüme eşiliğinde yer aldığında aşağıdaki modele ulaşılmakadır: Δln y = α + δ lnl + ω lneğ + m i= m η Δlneğ Eşiliğin DOLS sonuçları Tablo 10 daki gibidir: m + i + γ iδlnl + i + i= m ν (13) Tüm hakları BEYDER e aiir 20

15 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING Tablo 10: Kişi Başına Düşen Gelir, Yaşam Beklenisi ve Eğiim Değişkenleri DOLS Tahmin Sonuçları lny lnl ve lnh lnl ve lnp lnl ve lnse (1) (2) (3) Kasayı ve -isaisiği C (-2.439)* ( )*** ( )*** dlnh(-1) (-1.221) dlnh(-2) 0.182(1.236) dlnh(-3) 0.168(0.991) dlnl(-1) (-1.732) ( )*** (-5.285)*** dlnl(-2) (-0.303) (-9.894)*** (-6.268)*** dlnl(-3) (2.066) 4.818(5.921)*** dlnl(+1) (-0.735) 86(0.209) 3.199(3.711)*** dlnl(+2) 2.307(1.442) 4.977(10.416)*** 2.804(1.688) dlnl(+3) 0.305(0.218) 2.407(6.550)*** dlnp(-1) (-7.217)*** dlnp(-2) (-6.026)*** dlnp(-3) 10(0.624) dlnp(+1) 0.227(4.374)** dlnp(+2) 0.242(7.049)*** dlnp(+3) ( )*** dlnh(+1) -93(-0.935) dlnh(+2) (-1.491) dlnh(+3) (-0.808) dlnse(-1) -29(-0.237) dlnse(-2) 0.381(1.867)* dlnse(+1) 0.359(4.609)*** dlnse(+2) 75(0.415) Lnl 7.447(2.404)* 8.129(80.659)*** 9.223(16.102)*** Lnh 46(0.188) Lnp 0.136(1.800) Lnse (-1.508) R 2 Log-likelihood F AIC SW ADF(ecm) *** *** *** *** *** *** Diagnosik Tesler Jarque Bera Mormallik Tesi 1.292(0.640) 0.503(0.777) (0) Breusch-Godfrey LM Tesi 2.710(0.257) 0.791(0.373) 1.287(0.525) Breusch-Pagan Godfrey (0.531) (0.206) 3.842(0.954) Heeroskedasdisie Tesi Rese Tesi 6.995(08) 5.468(19) 0.141(0.707) No:.(***) %1, (**) %5,(*)%10 anlamlılığa işare emekedir. Paranez içindeki değerler, p ola sılık değerleridir. Değişkenlerin gecikmelerine, AIC ve SW krierleri gözeilerek karar verilmiş ir. (1), (2) ve (3) numaralı eşiliklerden elde edilen haa düzelme kasayılarının ADF es değer leri sırasıyla , ve , Engle-Yoo (1987:158)ablo değerleri ise %1 için 4.12, %5 için 3.29 dur. Tablo 10 değerlendirildiğinde, üm eşiliklerde gözlenen; yaşam beklenisinin uzun dönemde kişi başına düşen gelir üzerinde ekili olduğu, eğiime ilişkin değişkenlerin ise anlamlı olmadığı şeklindedir. (13) nolu eşilik, VEC modeli ile ahmin edildiğinde de benzer sonuçlara ulaşılmışır. Tekrara yer vermemek için VEC modeli ahmin sonuçları burada verilmemişir. All righs reserved by The JKEM 21

16 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I Eğiime ilişkin değişkenler, bireysel olarak ele alındığında, kişi başına gelir üzerinde uzun dönemde ekili gözlenmeke, ancak sözü edilen bu değişkenler yaşam beklenisi ile birlike değerlendirildiğinde isaisiksel anlamlılığını yiirmekedir. Bu nokada, yaşam beklenisinin büyüme üzerinde eğiim değişkenlerine göre dominan fakör olduğunu söyleyebiliriz. Ancak ahmin sonuçlarından gerek asarrufların arışı gerekse eğiimde okullaşma oranında sağlanan iyileşme, büyüme üzerinde uzun dönemli ekili değildir sonucuna ulaşmamak gerekir. Arora (2001) nın vurguladığı gibi, yaşam beklenisi üm bireyleri ve bireyin büün bir hayaını ilgilendirmekedir. Oysa okullaşma oranlarındaki iyileşme, sadece belirli bir yaş dönemine ilişkindir. İnsan hayaına ilişkin emel fakör yaşam süresinin ve yaşam kaliesinin yüksekliğidir. Daha uzun yaşama beklenisi, poansiyel olarak hem öğrenmeyi, hem iş ecrübesini hem de eğiime verilecek önemin armasını beraberinde geirmekedir. Dolayısıyla büyüme üzerinde ekili olan emel fakördür. SONUÇ Çalışmadan elde edilen bulgulara göre uzun dönemli büyüme üzerinde ekili olan birincil fakör, sağlık alanındaki gelişmelerdir. Bu gelişmeler özellikle yaşam beklenisi üzerinde ekilidir. Yaşam beklenisinin uzamasının fiziki yaırımlar ve eğiim yaırımları üzerinde yaraacağı domino ekisi, uzun dönem büyüme performansı üzerinde poziif yönde ekili olacakır. Bu sonuç, beşeri sermayenin emel dinamikleri olarak kabul edilen eğiim ve sağlıka iyileşmelerin zorunluluğunu oraya çıkarmakadır. Dolayısıyla gerek kamusal gerekse özel sekör poliika yapıcıları söz konusu zorunluluğu uzun vadeli planlarında göz ardı ememelidirler. KAYNAKÇA ARORA, Suchi. (2001), Healh, Human Produciviy, and Long-Term Economic Growh, The Journal of Economic Hisory, 61/ 3: BABATUNDE, Musibau A./ ADEFABİ, Rasak Adeunji (2005), Long Run Relaionship beween Educaion and Economic Growh in Nigeria: Evidence from he Johansen s Coinegraion Approach, Paper presened a he Regional Conference on Educaion in Wes Africa: Consrains and Opporuniies, Dakar, Senegal, November 1s - 2nd: BHARGAVA, Alok/JAMISON, Dean T./ LAU LJ / MURRAY, Chrisopher J. (2001), Modeling he Effecs of Healh on Economic Growh, Journal of Healh Economics, 20/3: BLOOM, David.E./ CANNING David /SEVILLA, Jaypee (2001), The Effec of Healh on Economic Growh: Theory and Evidence, NBER Working Paper Series, No. 8587: BLOOM, David E/CANNING,David (1999), The Healh and Wealh of Naions, Science, 287, (5456), 2000), BOUCEKKINE, R., /de la CROIX, David / LICANDRO, Omar (2002), Vinage Human Capial Demographic Trends and Endogenous Growh, Journal of Economic Theory, 104/2: CHAKRABORTY, S. (2004), Endegoneous Lifeime and Economic Growh, Journal of Economic Theory, 116: CLIMENT, A.mparo C./ DOMÉNECH, R.afael (2006), Human Capial Inequaliy Life Expecancy and Economic Growh, Insiue of Inernaional Economics, Universiy of Valencia Working Papers, No:0604: de la CROIX, David/ LICANDRO, Omar (1999), Life Expecancy and Endogenous Growh, Economics Leers, 65: DİCKEY, David A./ FULLER, Wayne A. (1979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of American Saisical Associaion, 74: Tüm hakları BEYDER e aiir 22

17 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING DİCKEY, David A./ FULLER, Wayne A. (1981), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series Analysis wih a Uni Roo, Economerica, 49: ECHEVARRÍA, Cruz A. (2004), Life Expecancy, Schooling Time, Reiremen, and Growh, Economic Inquiry, 42/4: ENDERS, Waler (1995), Applied Economeric Time Series ( New York:John Wiley ve Sons.): ENGLE, Rober F.,/YOO, Byung S. (1987), Forecasing and Tesing in Co-Inegraed Sysems, Journal of Economerics, 35: ENGLE Rober F./ GRANGER, Clive W.J. (1987): Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion,and Tesing, Economerica, 55/2: GRANGER, Clive W.J.(1981), Some Properies of Time Series Daa and Their Use in Economeric Model Specificaion, Journal of Economerics, 16: GRANGER, Clive W.J./ HYUNG, N. /JEON, Y. (2001), Spurious Regressions wih Saionary Series, Applied Economics, 33: GRANGER, Clive W.J. / NEWBOLD, P.(1974), Spurious Regressions in Economics, Journal of Economerics, 2: GROSSMANN, Gene M. / HELPMAN, Elhanan (1994), Endogenous Innovaion In The Theory Of Growh, Journal of Economic Perspecives, 8/ 1: HUANG, Rui/ FULGİNİTİ Lilyan E. / PETERSON,Wesley E. (2003), Invesing in Hope: AİDS, Life Expecancy and Human Capial Accumulaion: AIDS Proceedings of he 25 h Inernaional Conference of Agriculural Economiss (IAAE), Augus, Durban, Souh Africa: Human Developmen Repor (2001), Turkey, (New York) Human Developmen Repor (2004), Turkey, (New York) JAYACHANDRAN, Seema / ADRIANA, Lleras-Muney (2007), Life expecancy and human capial invesmens: Evidence from maernal moraliy declines, hp://www.sanford.edu/~jayachan/mmr.pdf, JOHANSEN, Soren (1988): Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 12: JOHANSEN, Soren / JUSELİUS, K. (1990): Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraionwih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisic, 527/2: Kalemli Özcan, Şebnem Reyder, Harl E. ve Weil, David N. (2000), Moraliy Decline Human Capial Invesmen and Economic Growh, Journal of Developmen Economics, 62, LOENING, Ludger J. (2002) The Impac of Educaion on Economic Growh in Guaemala A Time-Series Analysis Applying an Error-Correcion Mehodology, Ibero-America Insiue for Economic Research (IAI) Geor-Augus-Universia Goingen, Nr:87: LUCAS, Rober J. (1988), On he Mechanics of Economic Developmen, Journal of Moneary Economics, 22: MADDALA, G.S. (1992),Inroducion o Economerics (New York: Macmillan Publishing Company). MAYER, David (2001), The Long-Term Impac of Healh on Economic Growh in Lain America, World Developmen, 29/6: MCDONALD, Sco / ROBERTS, Jennifer (2002), Growh and Muliple Forms of Human Capial in an Augmened Solow Model: A Panel Daa Invesigaion, Economics Leers, 74: MORAND, Olivier F. (2004), Economic Growh Longeviy and he Epidemiological Transiion, The European Jounal of Healh and Economics, 5/2: NEWEY, Whiney K. / WEST, Kennneh D., (1987), A Simple,Posiive Semi-Definie, Heeroskedasiciy and auocorrelaion Consisen Covariance Marix, Economerica, 55/3: NEWEY, Whiney K. / WEST, Kennneh D. (1994), Auomaic Lag Selecion in Covariance Marix Esimaion, The Review of Economic Sudies, 61/ 4: All righs reserved by The JKEM 23

18 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I PHILLIPS, Peer C., B. /PERON, Pierre (1988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75/ 2: ROMER, Paul M. (1994), The Orijins of Endogenous Growh, Journal of Economeric Perspecive, 8/1: SAİKKONEN,Peni (1991), Asympoically Efficien Esimaion of Coinegraion Regressions, Economeric Theory,7/ 1: SCHEFFLER, Richard M. (2004), Healh Expendiure and Economic Growh: An Inernaional Perspecive, Occasional Papers on Globalizaion, 1/10: 1 9. SOARES, Rodrigo R. (2005), Moraliy Reducions, Educaional Aainmen, and Feriliy Choice, The American Economic Review, 95/3: STOCK, James H. (1987): "Asympoic Properies of Leas Squares Esimaors of Coinegraing Vecors," Economerica, 55/ 5: STOCK, James H. /WATSON, Mark W. (1993), A Simple Esimaor of Coinegraing Vecors in Higher Order Inegraed Sysems, Economerica, 61/ 4: STOCK, James H. / WATSON, Mark W. (1988), Tesing for Common Trends, Journal of he American Saisical Associaion, 83: TABATA, Ken (2005), Populaion Aging, he Coss of Healh Care for he Elderly and Growh, Journal of Macroeconomics, 27/3: ZHANG, Jie/ ZHANG, Jansen (2005), The Effec of Life Expecancy on Feriliy, Saving, Schooling and Economic Growh: Theory and Evidence, Scandinavian Journal of Economics, 107/1: Tüm hakları BEYDER e aiir 24

19 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING EKLER: 1: (11) nolu eşiliğin DOLS ahmininden elde edilen CUSUM ve CUSUM-Q grafikleri CUSUM of Squares CUSUM 2: lny, lnp,lnl DOLS Tahmini CUSUM ve CUSUM-Q Grafikleri CUSUM CUSUM of Squares 3: lny, lnse ve lnl DOLS Tahmini CUSUM ve CUSUM-Q Grafikleri CUSUM CUSUM of Squares 4: lny, lnh ve lnl DOLS Tahmini CUSUM ve CUSUM-Q Grafikleri CUSUM CUSUM of Squares All righs reserved by The JKEM 25

20 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2010 Cil: V Sayı: I 5:lny, lns ve lnl DOLS Tahmini CUSUM ve CUSUM-Q Grafikleri CUSUM CUSUM of Squares 6:lny, lnp ve lnl DOLS Tahmini CUSUM ve CUSUM-Q Grafikleri CUSUM CUSUM of Squares 7:lny, lnse ve lnl DOLS Tahmini CUSUM ve CUSUM-Q Grafikleri CUSUM CUSUM of Squares Tüm hakları BEYDER e aiir 26

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2011, Volume: 6, Number: 4, Aricle Number: 3C0085 SOCIAL SCIENCES Received: May 2011 Acceped: Ocober 2011 Şeyma Çalışkan Çavdar Series : 3C Yildiz

Detaylı

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

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

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Mura ÇETİN Doç. Dr., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü mura.cein@bozok.edu.r Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

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

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

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Ekisi: Türkiye İçin Bir Uygulama Prof. Dr. Recep TARI Kocaeli Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

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

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

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ Leven ERDOĞAN ÖZET. Bu çalışmada verimliliğin devrevi harekei, ekonomik faaliyelerle ilişkisi ve verimliliği nelerin belirlediği açıklanmaya

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

TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ EĞİTİM SÜRESİ İLİŞKİSİ: MVAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfettin Erdoğan 1

TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ EĞİTİM SÜRESİ İLİŞKİSİ: MVAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfettin Erdoğan 1 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Fall TÜRKİYE DE YŞM EKLENTİSİ EĞİTİM SÜRESİ İLİŞKİSİ: MVR MODELİ İLE İR NLİZ Seyfein Erdoğan ÖZET Hilal ozur Eğiim harcamaları, beşeri

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

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

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY

Detaylı

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

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

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Türkiye Ekonomisinde Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme Mehme MUCUK * Doğan UYSAL ** Öze Genel olarak enerji, ekonomik ve endüsriyel kalkınma için önemli bir girdi kabul edilmekedir. Ancak enerjinin bazı

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

Erkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey

Erkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey 1 Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike, gelişmek iseyen

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

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

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

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case FİNANSAL FAKTÖRLERİN REEL PARA TALEBİ ÜZERİNDEKİ ROLÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ The Roles of Financial Facors on he Real Money Demand: Turkey Case Musafa SEVÜKTEKİN * Mehme NARGELEÇEKENLER * BAÜ 8() 45 ÖZ Araşırmanın

Detaylı

TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA

TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Üniversiesi H. Kürşad ASLAN Ken Sae Üniversiesi Öze İskandinav ücre modelinden hareke

Detaylı

EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Ünal ARSLAN Musafa Kemal Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. E-posa: uarslan@yahoo.com Yıldız SAĞLAM Musafa Kemal Üniversiesi

Detaylı

Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği

Finansal 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

Detaylı

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

Detaylı

Azerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi

Azerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi SESSION 3B: Ora Asya Ekonomileri 07 Azerbaycan, Kazakisan, Kırgızisan ve Türkiyede İkisadi Özgürlük ve İsihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi Prof. Dr. Ekrem Erdem (Erciyes Universiy, Turkey) Ass. Prof.

Detaylı

İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE

İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (2) 2011, 256-264 İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE H. Aydın OKUYAN (1),

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

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

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

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

Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey

Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey SESSION C: Çalışma Ekonomisi 67 Büyüme ve İsihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği Yusuf Muraoğlu (Hii Universiy, Turkey) The Relaionship beween Growh and Employmen: The Case of Turkey Absrac One of he

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

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

FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS

FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cil/Vol. : - S ayı/no: 2 : 33 42 (20) FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * Yrd.

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

Türkiye de Petrol Tüketimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Bütünleşme Yöntemi İle Analiz Edilmesi

Türkiye de Petrol Tüketimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Bütünleşme Yöntemi İle Analiz Edilmesi Volume 5 Number 2 2014 pp. 47-60 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Reşa Ceylana

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

-ENFLASYON ROBUST ESTIMATION OF THE VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL: AN INVESTIGATION OF THE RELATIONSHIP BETWEEN ECONOMIC GROWTH AND INFLATION

-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

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

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

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

Detaylı

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

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

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

Detaylı

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI Tayfur BAYAT ÖZ Bu çalışmada 2002M-20M5 dönemine ai aylık verilerle alernaif nominal vadeli mevdua faiz oranları ile ükeici

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

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun

Detaylı

Yükseköğretimin Büyümeye Etkisi: Eşbütünleşme Analizi The Effect of Higher Education on Growth: A Cointegration Analysis

Yükseköğretimin Büyümeye Etkisi: Eşbütünleşme Analizi The Effect of Higher Education on Growth: A Cointegration Analysis SESSION 2B: Kalkına 323 Yükseköğreiin Büyüeye Ekisi: Eşbüünleşe Analizi The Effec of Higher Educaion on Growh: A Coinegraion Analysis Ass. Prof. Dr. Mura Musafa Kuluürk (Çankırı Karaekin Universiy, Turkey)

Detaylı

Metal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy

Metal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy SESSION Meal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipoezinin ürkiye Ekonomisi için Sınanması Inensiy of Meal (Seel) Use Hypohesis: A es for urkish Economy Assoc. Prof. Dr. Fikre Dülger (Çukurova Universiy, urkey)

Detaylı

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey MPRA Munich Personal RePEc Archive Crude Oil Impor and Economic Growh: Turkey Erginbay Ugurlu and Aydın Ünsal Isanbul Aydın Universiy, Gazi Universiy 28 May 2009 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/69923/

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ ORANLARININ BELİRLENMESİNDE İÇSEL VE DIŞSAL FAKTÖRLERİN ROLÜ Kaan MASATÇI ÖZET ABSTRACT

TÜRKİYE DE FAİZ ORANLARININ BELİRLENMESİNDE İÇSEL VE DIŞSAL FAKTÖRLERİN ROLÜ Kaan MASATÇI ÖZET ABSTRACT TÜRKİYE DE FAİZ ORANLARININ BELİRLENMESİNDE İÇSEL VE DIŞSAL FAKTÖRLERİN ROLÜ Kaan MASATÇI ÖZET Arş.Gör.Burak DARICI Bu çalışmada, Türkiye de faiz oranlarını, hem reel hem de finansal ekileri olması ve

Detaylı

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM **

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** 95 İ.Ü. Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi No:39 (Ekim 2008) TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfein ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** Öze Para poliikası kararlarındaki

Detaylı

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

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi

Detaylı

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? Doç. Dr. Harun TERZİ Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi 618 Trabzon Tel : (462) 3773311 Fax : (462) 3257281 e-mail : herzi@ku.edu.r

Detaylı

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

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

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/

Detaylı

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

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

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye

Detaylı

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

YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? Yrd. Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Yrd. Doç. Dr. Feride Özürk

Detaylı

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 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

Türkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz

Türkiye 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

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

İMKB de Fiyat-Hacim İlişkisi - Asimetrik Etkileşim

İMKB de Fiyat-Hacim İlişkisi - Asimetrik Etkileşim YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:009 Cil:6 Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA İMKB de Fiya-Hacim İlişkisi - Asimerik Ekileşim Yrd. Doç. Dr. Koray KAYALIDERE Celal Bayar Üniversiesi,U.B.Y.O., Bankacılık

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

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ

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

Detaylı

PARA POLİTİKASININ FİYAT BİLEŞENLERİ ÜZERİNE ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-2009

PARA POLİTİKASININ FİYAT BİLEŞENLERİ ÜZERİNE ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-2009 Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 11 / 3 (29). 113-126 PARA POLİİKASININ FİYA BİLEŞENLERİ ÜZERİNE EKİSİ: ÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-29 Yeliz YALÇIN * Ferhan ÇEVİK Öz: Bu çalışmada, CMB

Detaylı

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

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

Detaylı

TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY

TÜRK 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

Yabancı Sermaye Yatırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Etkisinin Türkiye Bağlamında Test Edilmesi

Yabancı Sermaye Yatırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Etkisinin Türkiye Bağlamında Test Edilmesi Yabancı Sermaye Yaırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Ekisinin Türkiye Bağlamında Tes Edilmesi Yrd. Doç. Dr. Yusuf DEMİR Süleyman Demirel Üniversiesi, İİBF. Öze Bu çalışma; uluslararası sermaye harekelerinin

Detaylı

DÖVZ KURU BELRSZLNN HRACATA ETKS: TÜRKYE ÖRNE

DÖVZ KURU BELRSZLNN HRACATA ETKS: TÜRKYE ÖRNE Dou Üniversiesi Dergisi, 5 () 004, 83-95 DÖVZ KURU BELRSZLNN HRACATA ETKS: TÜRKYE ÖRNE THE IMPACT OF EXCHANGE RATE UNCERTAINTY ON EXPORTS: THE CASE OF TURKEY Cem SAATCOLU sanbul Üniversiesi, kisa Fakülesi

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

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

Ekonometri. Eylül 2012. Sınavın toplam süresi 150 dakikadır.

Ekonometri. Eylül 2012. Sınavın toplam süresi 150 dakikadır. TCMB Araşırmacı Yazılı Meslek Sınavı Ekonomeri Eylül 202 Sınavın oplam süresi 50 dakikadır.. [Toplam 2 puan] Bir araşırmacı, günlük ABD doları/türk lirasının zaman içerisindeki değişimini modellemek amacıyla,

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

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

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

Getiri Volatilitisi İle İşlem Hacmi Arasındaki İlişki: İMKB de Ampirik Bir Çalışma

Getiri Volatilitisi İle İşlem Hacmi Arasındaki İlişki: İMKB de Ampirik Bir Çalışma 200 18 19 Yrd. Doç. Dr.Melek Acar Boyacıoğlu 20 Dr. Burcu Güvenek Geiri Volailiisi İle İşlem Hacmi Arasındaki İlişki: İMKB de Amirik Bir Çalışma Dr. Volkan Alekin Yrd. Doç. Dr. Melek ACAR BOYACIOĞLU Dr.

Detaylı

İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI

İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI Onur GÖZBAŞI * ÖZ Bu çalışmanın amacı, İMKB ile gelişmeke olan yedi ülkenin (Arjanin, Brezilya,

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

Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi

Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi Temel GÜRDAL Hakan YAVUZ Öz Bu çalışmada Türkiye de dış borçlanma

Detaylı

Vadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması

Vadeli İşlem Piyasasında Optimal Hedge Rasyosunun Statik ve Dinamik Teknikler Yardımıyla Hesaplanması Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi Inernaional Journal of Alanya Faculy of Business Yıl:014, C:6, S:3, s. 1-13 Year:014, Vol:6, No:3, s. 1-13 Vadeli İşlem Piyasasında Opimal Hedge Rasyosunun Saik

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

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

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

Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134

Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134 Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134 ADA ÜLKELERİNDE TURİZM TALEBİ: KUZEY KIBRIS TÜRK CUMHURİYETİ ÖRNEĞİ TOURISM DEMAND IN THE ISLAND COUNTRIES: THE CASE OF NORTHERN CYPRUS TURKISH REPUBLIC ÖZET

Detaylı

THE IMPACT OF EXCHANGE TRADED FUNDS ON THE LONG TERM RELATIONSHIP OF INDEX MARKETS: AN EMPRICAL ANALYSIS ON THE ISE-30 INDEX

THE IMPACT OF EXCHANGE TRADED FUNDS ON THE LONG TERM RELATIONSHIP OF INDEX MARKETS: AN EMPRICAL ANALYSIS ON THE ISE-30 INDEX Dumlupınar Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi / Dumlupınar Universiy Journal of Social Sciences BORSA YATIRIM FONLARININ ENDEKS PİYASALARDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: İMKB-30 ENDEKSİ ÜZERİNE

Detaylı