Türkiye İmalat Sanayii nde Uzun Dönem Kar Maksimizasyonu ve Rasyonalizm

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "Türkiye İmalat Sanayii nde Uzun Dönem Kar Maksimizasyonu ve Rasyonalizm"

Transkript

1 T.C. DOKUZ EYLÜL ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ GENEL İKTİSAT YÜKSEK LİSANS PROGRAMI UYGULAMALI İKTİSAT DÖNEM ÖDEVİ Türkiye İmalat Sanayii nde Uzun Dönem Kar Maksimizasyonu ve Rasyonalizm Avni Önder Hanedar Danışman Prof. Dr. Utku Utkulu İzmir-2005

2 İÇİNDEKİLER Giriş Üretim Fonksiyonları, İkame Esnekliği ve Kar Maksimizasyonu Ekonometrik Metodoloji ve Yapısal Kırılma Ampirik Uygulama Yapısal Kırılmaların Varlığı, Belirleme Yöntemleri ve Etkileri...18 Sonuç...20 Kaynakça...22 Ekler

3 GİRİŞ Bu çalışma kar maksimizasyonu ilkesi tarafından ortaya konulan uzun dönem denge ilişkisinin, Türkiye İmalat sanayinin döneminde geçerli olup olmadığını test etmektedir. Tek denklemle tahmin uygulaması yapıldığından değişkenler arası ko-entegre ilişki bulunamamıştır. Tahmin edilecek üretim fonksiyonu nedeniyle kullanacak değişkenler, katma değer verisinin logaritması(lqr) ve reel ücret verisinin logaritmalı(lwr) değeridir. 1 Bunun yanında, mikro-ekonomik veriler açısından kırılma durumu incelenmiş ve mikroekonomik zaman serisi uygulamaları açsından sahte kırılma metotları da dikkate alınarak tek denklemli ko-entegre ve serilerin entegrasyon düzeyinin değişmediği sonucuna ulaşılmıştır. 2 3 Bu alanla ilgili temel çalışmalar, Jenkinson ve MacDonald ve Murphy koentegrasyon tekniğini kullanarak uzun dönem emek talebi fonksiyonunu tahmin etmişler ve neo-klasik ilişkileri dikkate alarak uzun dönem şartların sağlanmadığını bulmuşlardır. MacDonald ve Murphy emek talebi açısından bir çok farklı değişkeni de modele dahil ederek uzun dönem ilişkiyi sağladığını ifade etmektedirler. Lianos ve Fountas 4 ise, benzer teknikler kullanarak uzun dönemdeki kar maksimizasyonunun gerçekleştiğine ilişkin kanıtlar bulmuşlardır. Bunun yanında Rahmi Yamak ve Yakup Küçükkale 5 benzer bir uygulamayı VAR metodu ile tahminlemişler ve uzun dönem ko-entegre ilişkisinin çalıştığını tespit etmişlerdir. Birim kök analizinin ekonometrik metot kapsamına alınması sonucunda, özellikle verilerin niteliğine ilişkin bir çok farklı çalışmada yapılabilmiştir. Birim kök analizi ile makroekonomik incelemeye konu olan veriler, dengeye varma koşullarına göre düzey ve fark değerleri açısından sınırlandırılmışlardır. Bu açıdan DF(Dickey-Fuller 6 ) testi bize birim kökün olduğu sıfır hipotezi karşısında birim kökün olmadığı ve serinin trend durağan olarak kabul edildiği alternatif hipotezi sınama imkanı vermektedir. 1 Yapılan çalışmada ilk önce ücret verileri için brüt reel asgari ücret, ücret dışında işverene işçinin reel maliyetlerini gösterdiğinden kullanılmıştır. Bu uygulamada imalat sanayii için, ücretle çalışanlara yapılan ödemelerin, ücretle çalışan sayısına bölümü reelleştirilip kullanılmıştır. Çünkü yapılan ortalama ve varyans testlerinde asgari ücret ve ikinci şekilde hesaplanan ücretlerin ortalaması önemli ölçüde farklı çıkmıştır. 2 Jenkinson T. J., Testing Neoclassical Theories of Labor Demand: An Application ofcointegration Techniques, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1986, 48, pp: MacDonald R. And Murphy P. D.,, Employment in Manufacturing: A Long-RunRelationship and Short-Run Dynamics, Journal of Economic Studies, 19, 1992,pp: Lianos T. And Fountas S., Cointegration Tests of the Profit-maximizing Equilibrium in Greek Manufacturing: , International Review of Applied Economics, 11, No: 3,1997, pp: Yamak Rahmi v eyakup Küçükkale, Türk İmalat Sanayiin de Uzun Dönem Denge İlişkisi ,Uludağ Ünv. İİBF, 6 Dickey D. And Fuller W. A., (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive TimeSeries with a Unit Root, Econometrica, 49, pp:

4 Bununla birlikte özellikle makroekonomik verilerde karşılaşılan kırılmaların bu serilere olabilecek etkilerinin analizi inceleme konusu yapılmıştır.bu tür bir durumda birim kök tanımlı sıfır hipotezi sahte olarak kabul edilebileceğinden ve PP(Philips-Perron 7 ) testi içinde benzer bir durum olabileceğinden kırılmayı dikkate alan test yöntemleri Peron(1989) tarafından gerçekleştirilmiştir.perron ve Vogelsang 8 çalışmalarında bilinen bir kırılma noktasından hareketle kırılmanın birim kök ve serinin yapısındaki değişmelerini analiz etmektedirler.bu tip testler ile kırılma noktası dışsal olarak tespit edilmelidir. Bunun yanında seride bütün kırılmalardan daha önemli ve serinin davranışları ile birlikte hareket ederek tespit edebileceğimiz kırılmalarda mevcuttur. Bu tip kırılmalar Zivot- Andrews 9 tarafından geliştirilen kırılma içeren yıllardan en küçük t değerine sahip yılın kırılma yılı seçilmesi ile kırılmanın içsel tespitine dayanmaktadır. Daha sonra elde edilen kırılma yılı ve t değerleri ile seride yapısal değişmenin etkileri gözlemlemeye çalışılır. Ayrıca kırılmanın ko-entegrasyon derecesi üzerindeki etkisi de Gregory-Hansen 10 tarafından yapılan içsel tespit metodu ile sağlanmaktadır. Tüm bu kırılma tespit metotları zaman serisi analizi için tarif edilmiştir. Ancak zaman serisinde kırılmaların tespiti için yukarıda ifade edilen metotlar yanı sıra, Chow değerinin maksimum edilmesine dayalı olarak kırılmayı içsel tespit etmeye çalışan Quandt 11 değeri ve özellikle parametrelerdeki istikrardan çok hata teriminin varyansında ki değişmeyi ölçmeyi amaçlayan Cusum ve Cusum-Square testleri 12 kullanılmaktadır. Ayrıca kırılma teknikleri makro teknikler olduklarından, makro zaman serilerindeki kırılmaların büyüklükleri kırılma yılının tespitinde sahte kırılmalara yol açmakta, ayrıca boyut bozulmaları da bu durumu güçlendirmektedir. Bu nedenle kırılmanın büyüklüğüne bağlı kritik değerler ile oluşturulan tablolar kırılma analizinde kullanılmalıdır. 7 Philips,Peter ve Pierre Perron, Testing for Unit Root in Time Series Regression,Biometrika,vol:75,issue:2,1988,ss Perron,P ve T.J. Vogelsang, Testing for Unit Root in a Time Seiries with Changing Mean:corrections and extensions,jouranal of Business and Economic Statistics,vol:10,1992,ss Zivot,E. Ve Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistics, vol:10,(1992),ss Gregory, Allan, ve Bruce Hansen, Tests for Cointegration in Modelss with Regime and Trend Shifts,Oxford Bulletin of Economics and Statistics,vol:58,1996,ss Quandt,R, Tests of The Hypothesis That a Linear Regression System Obeys Two Sperate Regimes Journal of Americal Staistical Association,vol:55,1992,ss Hansen,Bruce, Testing for Parameter İnstability for Linear Models,Journal of Policy Modelling,vol:14,1992,ss

5 1.Üretim Fonksiyonları, İkame Esnekliği ve Kar Maksimizasyonu Temel olarak üretim fonksiyonları homotetik ve homotetik olmayan üretim fonksiyonları şeklinde ikiye ayrılmaktadır. Bu tip bir ayrımın temel sebebi ise firmaların uzun dönem sahip oldukları genişleme yoludur. Yani eğer genişleme yolunun eğimi değişmiyorsa ki bu durum genişleme yolunun faktör oranlarından etkilenmediğini ifade eder, bu tip fonksiyonlar homojen üretim fonksiyonları olarak isimlendirirler. Tersi durumda ise homojen olmayan üretim fonksiyonları geçerlidir.homojen üretim fonksiyonları olarak, Sabit ve bir değerine eşit ikame esnekliğine sahip Cobb-Douglas tipi üretim fonksiyonu, sabit ancak bir değerinden farklı ikame esnekliğine sahip CES üretim fonksiyonu ve ikame esnekliğinin sabit 13 değerden sapmalı olarak hesaplandığı ve değiştiği VES üretim fonksiyonu yer almaktadır. Buna ek olarak üretim fonksiyonlarının genişleme yollarının eğriselliği durumunda ve daha doğru bir ifade ile özellikle değişken getirilerin olduğu durumlarda Homotetik olmayan üretim fonksiyonları bulunmaktadır. Bunlar, Trans-log üretim fonksiyonları, Box-Cox tipi üretim fonksiyonları girmektedir. CES veya sabit ikame esnekli üretim fonksiyonu Cobb-Douglas tipi üretim fonksiyonunu da içine alan özel bir fonksiyon türüdür. CES üretim fonksiyonunun birici dereceden homojenlik-ölçeğe göre sabit getiri- ve sabit ikame esnekliği şeklinde iki temel özelliği vardır. V=γ( δl -p -p -μ/p +(1-δ)K ) δ,emek yoğun teknolojinin derecesini,μ ve p homojenlik ve ikame parametreleridir. Ces üretim fonksiyonun da ikame esnekliği değeri 1/(1+p) değerine eşittir. Faktör ikamesi faktör fiyatlarındaki değişmeye bağlı olarak faktör ikamesi, fiyatı nispi olarak ucuzlayan faktörün üretimde daha fazla kullanılacağım ifade eder. Dolayısıyla ikame esnekliği, Faktör oranındaki oransal değişmenin, eş-ürün eğrisinin eğiminde meydana gelecek 14 oransal değişmeye oranı şeklinde tarif etmek mümkündür. İkame esnekliğinin genel olarak şu şekilde formüle edebiliriz.. 13 Euler teoreminden, k*e=fx*dx+fy*dy ifadesinde k'nm bire eşit olması yada k olması halini İfade eder.k*q=k*ak a L b durumunda, k n *Q=(A)(kK) a (kl) b ifadesinden, k n *Q-Ak a K a k b L b a den, k"*q= k k b Q ve buradan k n = k a+b ve a+b=n olur.başka bir deyişle doğrusal homojen fonksiyon elde edilmiş olur. 14 Heatfield,D.F. & Sören Wibe, An Introduction to Cost And Production Functions,MacMillan Education, London,1987,s.58 ve Doll,John P. Ve Frank Orazem,Production Economics,Theory with Application,second edition,johnwiley5sons,usa,1984,s.l08. 5

6 K/L' deki % değişme İkame esnekliği = MTİO deki % değişme yani; MTİO' ndaki % değişme Faktörlerin marjinal verimliliklerinin fiyatlarına eşit olduğu, = MPPL - w (ücret haddi) ve MPPK r (faiz oranı) varsayımı altında ikame esnekliği (σ), faktör oranlarındaki (K/L) yüzde değişmenin faktör fiyatlarındaki (w/r)yüzde değişmeye oram şeklinde de ifade edilebilir. Ayrıca ilk yapılan ve eş-ürün eğrisinin eğimine ilişkin tanımlamadan, σ=[(dk / dl )/(K / L )]* [ (dk / dl)/d( dk / dl) ] yukarıdaki formülü elde edebiliriz. Yine kısa bir gösterimi de, şeklindedir. LnK/L =a+ σln(w/r) CES üretim fonksiyonunda ikame esnekliklerinin σ<l ve σ>l olarak l'den farklı değerlerde bir sabit olmasının anlamı, fonksiyonu oluşturan bir eş-ürün eğrisi üzerinde ve hatta eş-ürün paftasındaki tüm eğriler üzerinde her noktada ikame esnekliğinin aynı olmasıdır. Söz konusu sabit esneklik değeri l'e eşit olduğunda ise, CES fonksiyonu Cobb-Douglas fonksiyonuna 0 değerini aldığında Leontief tipi.sabit girdi katsayısına sahip üretim fonksiyonuna dönüşmüş olacaktır. 15 CES tipi üretim fonksiyonlarının özelikle sermaye faktörü yada faizle ilgili veri bulmanın zorluğunun olması durumunda iki tip dönüşüm geçerli olacaktır. İkame esnekliğinin hesaplanması başlıca iki yöntem mevcuttur. İlki gerekli verilerin elde edilerek tanımından hareket edilerek hesaplanmasıdır. Bu yöntemle, gereken veriler edilerek tanımından hareket edilerek hesaplanmasıdır. log(k/l)=loga+alog(w/r) 15 BREMS,Hans,Quantitative Economic Theory -A Synthetic Aproach-,John Wiley &Sons,Inc.USA,1968,s.64. ve 7 CHİANG, Alpha C,Matematiksel İktisadın Temel Yöntemleri, çev.osman Aydoğuş, 4.b., Gazi Kitabevİ.,Ankara,ss

7 Formu ve veriler yerine konularak ikame esnekliği hesaplanır. Fonsiyonel ilişkisinden En Küçük kareler Metoduyla a'yı hesaplamak mümkündür. Ancak bu yöntem sermaye stokunun bilinmesine ihtiyaç göstermektedir. İkinci yöntem; ikame esnekliğinin üretim fonksiyonlarından hareketle dolaylı olarak hesaplamak mümkündür. ACM S, Arrow,Chenery,Minhas ve Solow tarafından ortaya atılmıştır.îkame esnekliğine ulaşmak için, Cobb-Douglas üretim fonksiyonundaki emek 16 verimliliğinin ücretlerin doğrusal fonksiyonu ilişkisinden, Q/L - a. w CES'te ise verimlilik, ücretin doğrusal olmayan ilişkisinden, Q/L-aw b fonksiyonun logaritmik ifadesi kullanılarak ikame esnekliğine ulaşılır. Yani, Ln Q/L = in a + b in w elde edilir. Söz konusu fonksiyonda (b=σ) ikame esnekliği, eğim katsayısına eşittir. Başka bir deyişle, söz konusu fonksiyon emeğin ortalama verimliliği reel ücret arasındaki ilişkiyi ACMS yaklaşımı kurmaktadır. Modelde, Q/L=Kişi Başına Katma Değer(Ortalama Emek Verimliliği) w=reel Ücret Düzeyini göstermektedir. Ölçeğe göre sabit getiri varsayımı yapılmayan bir CES üretim fonksiyonunda ikame esnekliğinin hesaplanabilmesi için Ferguson tarafından geliştirilmiş diğer bir yaklaşım bulunmaktadır. 17 Burada ikame esnekliği yani σ=b/c 'dir. Ln Q= in a + b in w + c in L Modelde, Q-Katma Değeri(Her Bir Sektörün) w=reel Ücret Düzeyini 16 Fishelson,Gideon, Telemucations, Ces Production Function,Applied Economics,vol:9,1977,s:,9-18, Rosefielde Steven ve Knox Lowel, The Impact of Adjust Factor Cost Valuation on The Ces Interpratation of Postwar Surwey Soviet Economic Growth,Economica,vol:44,ss ve Arrow, K.T.,H.B.Chenery,B.S.Minhas ve R.M. Solow, Capital-Labour Substitution and Economic Efficiency,American Economic Rewiev,s:43,1961,ss Burley,H.T., Production Function of Australian Manufacturing Industries,The Rewiev of Economics and Statics,1972,ss ve Kmenta,J, An Approximation on Ces Type Function:A Reply,International Economic Rewiev,vol:8,2,1967,ss ,Wolkowitz,B,, On Homothetic and Homogenous production Functions,Econometric Society,New York,1969 7

8 L^Emek-Çalı şan- Miktarmı(Her Bir Sektördeki) göstermektedir. Ferguson modeli teknolojik gelişmeyi de içine alınca, trend değişkeni olan t ile birlikte şu hale gelmektedir. Ln Q = in a + bı Ln w + b in L + b 2 3 Ancak tüm bu fonksiyonların temel varsayımları nedeniyle eksiklikleri ve tamamlanmaları gereken noktalar bulunmaktadır. Bunlar; Homojenite, Sabit Verimler Varsayımı,Maliyet Minimizasyonu Davranşı,Kesin Bilinen Davranış Sabit İkame esnekliği,k/l oranının ikame esnekliğini düşürücü etkisi, 20 W/P dışsallığı, 21 MRTS üretimden bağımsız oluşu Girdi Fiyatlarının Random olmaması ve Yeni ürünler,hata terimine bağlı risk içerikli CES, Tam Rekabet koşullarının geçerli olması ve Faktör Kalitesi, 24 Katsayı sapmaları 25 Pür ikame etkisi 26 Teknoloji, 18 Meyer,Paul, An Aggregreate Homethetic Production Funtion,The Southern Journal of Economics,vol:36,1970,ss ve Lovel, Knox, Estimation And Prediction With Ces And Ves Production Functions,İnternational Economic Rewiev,vol:14,1973,ss Roskamp,J, Labor Productivity And The Elasticity Of Factor Subsitituon İn West German Industries, , The Rewiev Oc Economics,And Statics,1976,ss Mamatsakiz, Testing For Long Run Relationship Between İnfrastructure And Private Capital Productivity: A Time Series Analysis Fort He Greek İndustry,Applied Economics Letters,vol:61999,ss, Felipe Jesus ve J.S.L. McCombie, The Ces Production Function,The Accounting İdentity, And Occams Razor,Applied Economics,vol:33,2001,ss, Pleceter,S ve I Horowitz, The İmplication Of Uncertinity For Firms And Market Beheviour,Metronomica,1980,ss Paraskevopoulos,Christos,C., Alternative Estimates Of The Elasticity Of Substitution:An İnter-Metropolitan Ces Production Function Analysis Of U.S. Manufacturing Industries, ,The Rewievs Of Economics And Statistics,1972.,ss Feldstein,Martin, An Alternative Methods Of Estimating A Ces Production Function İn Britain,Economica,1967,ss ve Hanselman, A Furher Note On Factor Subsitituon And Efficiency,The Rewiev Of Economics And Statics,1984,ss ,Thursby, An Alternative Ces Estimation Technics,1975,The Rewiew,ss SATo,Ryuza,Homothetic And Non-Homothetic Ces Production Function,The American Economic,Rewiev,1997, Guarda,paulo, A Production Function Of Luxemburg:Estimating A Ces Function,www.crpcu.lu/projects/modl.htm.l. 8

9 şeklinde ifade edilebilir. Tüm bunlara ek olarak kar maksimizasyonu kesin amacı ile hareket eden bir firmanın uzun dönem dengesi, elde edilir. π=tr-(wl+rk) kar maksimizasyonu denklemi iken, emeğe göre türevi, dπ/dl=pq L -w=0 Q L =w/p neo-klasik temel fiyatlama ilişkisi olan emeğin marjinal verimliliği, reel ücret eşitliği Aynı aşamalar CES üretim fonksiyonu içinde tekrarlandığında, Q=γ( δl -p -p -μ/p +(1-δ)K ) -p p+1 dq/dl=((1-δ)a (Q/L) w/p=(1-δ)a -p (Q/L) p+1 ilişkisi ve son olarak ta kar maksimizasyonu türevlerinden elde edilen sonuçlar ve bu sonuç birleştirilince, Log(w/p)=log((1-δ)A -p )+(p+1)log(q/l) Log(w/p)=a+vLog(Q/L) ters ACMS formu elde elde edilir. Ancak bu form ikame esnekliği için kullanılsa bile neoklasik firma yaklaşımı fiyattan miktara doğru bir denge ilişkisi ifade ettiğinden Klasik ACMS formu ko-entegrasyon için incelenecektir. 2.Ekonometrik Metodoloji ve Yapısal Kırılma Temel olarak, aynı entegrasyon düzeyine sahip olmayan seriler yoluyla oluşturulan uzun dönem denklemi sahte bir ilişkiyi uzun dönem için göstereceğinden, ilk olarak DF ve otokorelasyon durumuna göre ADF testi tüm seriler için uygulanmalıdır. Bu yöntemle serilerin trend durağan yada fark durağan özelliğe, başka bir deyişle stokastik, deterministik olup olmamalarına göre değerlendirmek mümkündür.bunun yanında normal dağılım koşullarının sağlanmaması ve içsellik sorunu içinde PP testi uygulanmalıdır.her bir test stratejisinin gecikme değerleri AIC,SBC değerleri yanında anlamlı t istatistiğinin bulunması ile de sağlanabilir. 9

10 İkinci olarak üzerinde durulacak husus ise, yapısal kırılmalarının ve özelliklede boyutlarının birim kök stratejisi üzerinde yaratacağı etkilerdir. Yapısal kırılma zaman serisini ortalama ve trend değerlerini etkilediği gibi her iki unsuru birlikte de etkileyebilir. Zaman serilerinde yapısal kırılmaların varlığı, dışsal olarak belirlenmişken Peron tarafından önerilen test bize kritik değerler ile karşılaştırma sonucunda, zaman serisinin yapısında bir değişiklik olup olmadığını gösterecektir. Ancak bu çalışmada, kırılmalar içsel olarak saptandığından Zivot-Andrews tarafından yapılan katkı dikkate alınacaktır. Peron tarafından uygulanan test yapısal kırılmayı dışsal olarak saptadığından, içsel olarak saptanan yapısal kırılmanın etkilerinin analiz edilmesi durumuna göre zayıf olacaktır. Zivot-Andrews zaman serilerinde var olan kırılmaların etkilerini analiz için üç model geliştirmiştir. Zivot ve Andrews yaklaşım yerine kırılmayı içsel olarak algılamaktadır.eğer λ ile gösterilen kırılma(break fraction) noktası bilinmiyorsa ve hesaplanması durağanlığın tespiti amacıyla zorunlu ise, sıfır(null) hipotezi; şeklinde olur. Y = α + Y + ε t t-1 t 27 Bundan dolayı birim kök testi için üç denklem kullanılmaktadır ;: ADF test sürecide: Model A H : Y = α + Y + ε 0 t t-1 t H : Y = α + βt + (α )DU (λ) + ε 1 t 1 2 α1 t t Model B H : Y = α + Y + ε 0 t t-1 t H 1: Y t = α + β1t + (β 2 1)DT (λ) + ε β t t Model C H : Y = α + Y + ε 0 t t-1 t H 1: Y t = α 1 + β1t + (α 2 α 1 )DU t (λ) + (β 2 β 1 )DT t(λ) + ε Model A ΔY = α + βt + δdu (λ) + (ρ-1)y + ρ ΔY + ε t t t-1 j=1,2,...,j j t-j t t 27 Zivot,E. Ve Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistics,vol:10,1992, ss ve Helmut Luetkepohl & Pentti Saikkonen, "Testing for a Unit Root in a Time Series with a Level Shift at Unknown Time" Econometric Society World Congress 2000 Contributed Papers 0342, Econometric Society. 10

11 Model B ΔY = α + βt + γdt (λ) + (ρ-1)y + ρ ΔY + ε t t t-1 j=1,2,...,j j t-j t Model C ΔY = α + βt + δdu (λ) + γdt (λ) + (ρ-1)y + ρ ΔY + ε t t t t-1 j=1,2,...,j j t-j t şeklindedir. Bilinmeyen zamanda tek bir yapısal kırılmalı belli bir trend durağan sürece uygun Y t `nin sonucu olan kırılma noktası λ`ya dayanan kukla değişkenlerini DU t ve DTt şeklinde ifade edebiliriz. Bu test süreci için amaç, trend durağanlığını en çok destekleyen kırılma noktasını hesaplamaktır.başka bir şekilde söyleyecek olursak, λ *, tek taraflı t istatistiğini minimize ederek, gecikme parametresinin ρ = 1 olduğunu test etmek -durağanlık- için seçilir. Hesaplanan λ * değeri ve minimum t istatistiği, Model(A),(B) ve (C) için, 0< λ<1 aralığındaki yer alan λ`nın olası tüm değerleri için test eşitlikleri tahmin edilir.yani, T =2`den T B B=T-1`e ve j=2/t`den j=(t-1)/t` ye, T-2 regresyonları koşturulur ve ρ=1 olduğunun-durağanlık- testi için tüm t istatistik değerleri elde edilir.test eşitliklerinde kullanılan bütünleşmiş gecikmeli j değerlerinin her bir λ=t /T için farklı olabileceğini vurgulamak gerekmektedir. 0< λ<1 ve B {t ρ (λ)}`de t * ρ = minλ belirlenir ve λ * bu minimum t istatistiğine karşılık gelen tahmin edilmiş kırılma noktasıdır. 28 Bu hesaplanan t ρ * değerleri ekteki kritik tablo değerleri ile karşılaştırılır.eğer hesaplanan değer, belli bir anlam düzeyinde, kritik değerden küçükse birim kök olduğunu belirten sıfır hipotezi red edilir. Yine kırılmanın içsel olarak tespitinde dikkate alınacak diğer bir durumda, kırılmaların büyüklüklerini ortaya çıkaracağı sahte kırılma sonuçlardır. Diğer bir sahte kırılma yaratan durum da boyu bozulmasıdır. Özellikle küçük örneklerde boyut bozulması kırılmalarında büyüklüklerini değiştirmektedir. Sahte kırılma, durumunda genellikle bir dönem öncesini kırılma yılı olarak kabul etmek ve kritik değerlere buna göre bakmak gerekmektedir Bkz.t kritik değerleri ve hesap değerleri yardımıyla kırılma nıktasının bulunması için. Andrews, D.W.K, Test for Parameter Instability and structural change with unknown change point Econometrica, vol:61, 1993 ss ve sınırlı gözlem değerlerinde kritik değerler için.,pierre Peron, Further evidence of breaking trends in macroeconomics variables,journal of econometrics,80,1997, e., Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistic,vol:10,1992,ss ve kırılmanın tespiti AIC ve SIC kullanımı,altınay, Galip ve Erdal Karagöl,Structural break,unit roots and causality beetwen energy consumption and gdp in Turkey,Energy Economics,vol:26,2004,ss Harvey,David,Stephen Leybourne ve Paul newbold, Tests for a break in level when the order of integration is unknown,oxford bulletin of economics and statistics,66,1,2004, ve Lee,Junsoo ve Mark C.S. Strowich,Breakpoint estimation and supirious rejects with endegenous unit root test,oxford bulletin of economics and statistics,63,5,2001, ve Kimiou Morimune vemitsuru Nakagawa,, The discontinuous 11

12 İkinci olarak, rasyonalizasyon mekanizmasının çalışması durumunda, yani hata terimi entegre ise kırılma yıllarına göre ayarlanmanın hangi değişken ile sağlanacağı konusu vardır. Bu durum içinde, Quandt tarafından geliştirilen ve temeli Chow-F değerlerini en yüksek seviyeye çıkartan yılın kırılma yılı olarak tespit edilmesi olarak ifade edebileceğimiz, istatistik kullanılacaktır. Bunun yanında, özellikle tamamlayıcı olarak ve hata terimi varyansı konusunda güçlü olması sonucunda, Cusum testleri de uygulanacaktır. Temel olarak zaman serilerinde, aynı düzeyde entegre olan seriler bize ko-entegrayon ilişkisini veya başka bir deyişle en azından tek taraflı bir nedensellik ilişkisini ifade etmektedir. Ko-entegrasyonun belirlenmesinde temel yöntem tek denklem kullanımında Engle-Granger iki aşamalı modelleme 30 yöntemidir. Bu yöntemde, C =by +u t t t Uzun dönemli ilişki ilk olarak tahmin edilmelidir. Ancak başlangıç olarak ko-entegre ilişkisin sağlanıp sağlanmadığının bilinmemesi durumunda yukarıda ifade edilen ilişki sahte bir ilişkiyi ifade etmekte olup, kritik değerlerin yorumlanması mümkün değildir. Bu nedenle ko-entegre ilişkisin tek dayalı tahmini için ikinci aşamaya geçilmeli, denklemden hata terimi tahmin edilerek söz konusu hata terimi için ADF testi uygulanarak entegrasyon düzeyinin belirlenmesi gerekmektedir. Bu nedenle de, dc =ady +bu +e t t t-1 t hata düzeltme mekanizması tahminlenip, hata teriminin gecikmesi ile ifade edilen kısa dönem ayarlanma sürecinin anlamlılığı kontrol edilmelidir. Eğer hata teriminin gecikmeli değeri anlamlı bir ilişkiyi bize ifade ediyorsa bu durumda, ko-entegre ilişki vardır denilir. Ko-entegrasyon ilişkisinin uzun dönemli tahmini de, yapısal kırılmaların varlığı hata terimi için entegrasyon sürecinin sorgulanmasını gerektirir. Bu nedenle de Grogory-Hansen yaklaşımı kullanılmaktadır. Bu test yardımı ile ortalama, trend ve birlikte ortaya çıkacak kırılma durumunda ko-entegre yapısının bozulup bozulmadığı tartışılacaktır. Bu test ile, sabit, trend ve birlikte kayma aşağıdaki şekilde gösterilmektedir; Model:1:C,ortalama kayması Y1t=μ1+μ2*φ1r +aty2t+e trend unit root test when the break point is misspecied,mathematics and computers in simulations,48,1999, Engle R.F. ve C.W.J. Granger, Cointegration and Error Correction:represantion,estimation and testing Econometrica,vol:55,1987,ss

13 Burada μ 1 kırılma öncesi, μ2 ise kırılma sonrası sabit terimdeki değişmeyi bize göstermektedir. Kukla değişken, t (nr) ise φ1r=1 olarak ve diğer durumlarda sıfıra eşit olarak bulunur. Model:2:Eğim Kayması Y1t=μ1+μ2*φ1r+βt+ a T y2t +e Burada t değişkeni trend değişkenidir, Model:3:Rejim Kayması Y1t=μ1+μ2*φ1r+βt+ a1 T y2t + a2 T y2tφ1r +e Model 3 de bulunan a1 katsayısı rejim kaymasından önceki eğimi, a2 katsayısı rejim kayması olması durumunda eğimi bize gösterecektir. EKKY ile yukarıda denklemler tahminlenip, Z a(r),z t(r), ADF test istatistkleri yoluyla kırılmanın etkisi görülmeye çalışılır. Ancak yine Gregory-Hansen test değerleri özellikle trend için sıfır hipotezeni red etme eğiliminde olduğundan, sahte kırılmaların 31 etkileri dikkate alınmalıdır. Özellikle kırılmanın trend değişikliği yarattığı durumlarda rank testi uygulamaları bulunmaktadır. 3.Ampirik Sonuçlar Eşbütünleşme analizleri için ilk aşma, zaman serilerinin birim kök taşıyıp taşımadığının tespitidir. Bu nedenle de ilk olarak değişkenlerin fark ve düzey değerleri için çizdirilecek korelogramlar incelenecektir.. Şekil 1. Autocorrelation function of DLWR, sample from 1951 to Order of lags 31 Söz konusu durum değişkenler için kırılma yılının durumu ve boyut bozulmasını dikkate alır. Bkz.Cook,Steven, Spurios Rejection by cointegration test incorparating structural change in the cointegration relation,applied Economics,vol:11,2004,ss

14 Değişkenlerin otokorelasyon fonksiyonlarının çizimleri incelendiğinde, düzey değerleri için olan korelogramın büyük değerlerden başladığı ve yavaşca küçülmesi nedeni ile, serilerin başlangıç düzeyinde, durağan olmadığını söyleyebiliriz. Eğer farklar dikkate alınarak çizilen fonksiyonlar göz önünde bulundurulursa serilerin durağan olduğu görülecektir. Her iki seri içinde yapılan ADF ve PP testleri bize serilerin trend içeren durumlarında değil fark alınarak durağanlaştırılabildiklerini söylemektedir. Yani söz konusu reel ücret ve reel katma değer serileri birinci farkları alınarak (DSP) ancak durağan hale getirilebilmektedir. Reel Ücret(Lwr) Başlangıç Birinci Fark Sabitsiz trendli trendsiz ADF ( )(1) ( )(0) ( )(2) ( )(2) PP ( ) ( ) ( ) Tablo 1. Yani her iki seride I(1) karakterine sahiptir. Bu durumda, serilerin başlangıç düzeyinde, başka bir deyişle trend durağan olmadıkları da görülebilir. Reel Katma Değer(lqr) Başlangıç Birinci Fark Sabitsiz trendli trendsiz ADF ( )(1) ( )(0) ( )(2) ( )(1) PP ( ) ( ) ( ) Tablo 2. Ayrıca verilerin reelleştirilmesi için fiyat verisi kullanıldığından nominal ücret ve fiyatlarından durağanlık tespitinin yapılması gerekmektedir. Tablo 3. 14

15 correlation function of DLW, sample from 1951 to Şekil Order of lags Hem nominal ücret serisi hem de fiyat serisi dikkate alındığında her iki serininde, ne başlangıç ne de birinci farklarının durağan olmadığı görülmektedir. Her iki seride ancak ikinci farkları alınarak durağan hale getirilebilmektedir. Tablo 4. Şekil 3. Her iki seride ikinci farklar açısından durağan iken bu serilerin reelleştirme için kullanılması durumda ait olduğu seriler durağan hale gelmektedir. Reel ücret ve reel katma değer serileri için durağanlık analizi üzerinde durduktan sonra Engle-Granger eşbütünleşme yaklaşımı uygulanacaktır. EG yönteminin ilk aşamasında uzun dönem denkleminin tahmini gösterilmektedir. 15

16 ACMS (1)Lqr=bo+bıLwr (2) Lqr=bo+b1Lwr+b2t 32 Sabit(b 0 ) σ (b 1 ) Trend- R 2 DW Wald O-Variable Teknoloji-(b (Chisquare-LR) (F) 2) T (1) ( ) ( ) (0.0000) T=0 - (2) ( ) ( ) ( ) (0.0000) (1)LQR = *LWR F= U 1 için ADF istatistiği= (2)( ) %5, (2) % 10 Tablo 6. Eşbütünleşme denklemi Durbin-Watson istatistiğini (CRDW) oldukça düşük olması ve R 2 değerinin oldukça yüksek olması, iki değişkenin arasındaki ilişkinin sahte regresyon durumuna işaret ettiğini bize gösterebilir. Ancak denklemde kullanılan veri sayısının az olması ve t olarak ifade edilen teknoloji ve bir çok başka değişkenin hata terimine atılması nedeniylede otokorelasyon oldukça önemli bir sorundur. Otokorelasyonun giderilmesi için Courchune-Orcutt yöntemi ile denklem tahminlendiğinde, ACMS(Cochrane-Orcutt Method)-AR(2) (1)Lqr=bo+bıLwr (2) Lqr=bo+b1Lwr+b2t Sabit(b 0 ) σ (b 1 ) T R 2 DW (1) (1.7338) ( ) T istatistikleri (0.003) (0.006) Tablo 7 ikame esnekliği değerinin düştüğü ve otokorelasyonun azaldığı görülmektedir. Ayrıca DW değeri oldukça yüksek olduğundan sahte ilişkinin azaldığını söyleyebiliriz. Ancak bunun tam olarak anlaşılabilmesi için EG yönteminin ikinci aşaması olan ECM nın yapılması gerekir. Ayrıca hata terimi % 5 anlamlılık düzeyinde ADF birim kök testine göre başlangıç düzeyinde değil birinci farkına göre durağandır. Yani I(1) serileri için yapılan bir uzun dönem denklemde hata terimi I(1) çıkmıştır. Ancak % 10 düzeyinde hata terimi durağandır. Bu nedenle de bazı değişkenlerin modele alınamaması önemli bir sorundur. Ancak ECM analizi yapıldığında, 32 Wald, σ=1 için,chi-square= ,porb= ,cobb-douglas için sınama.lm,2. dereceden otokorelasyon,jb normal dağılım vardır. 16

17 Dlqr= U(1) Dlwr Dlqr(-1)-0.014Dlqr(-2)-0.218Dlqr(-3) t istatistiği 2.55(0.01) (0.517) 2.790(0.07) (0.91) (0.57) (0.05) R 2 = D. R 2 =0.25 DW=1.867 F=2.81(0.02) Dlqr U(-1) dlwr m (0.517) (0.07) 3 O.K. CHSQ( 1)=.34412[.557]* F( 1, 45)=.12040[.529]* Fonksiyonel Biçim.71564[.398]* F( 1, 45)= [.418]* CHSQ( 1)=. Normal Dağılım CHSQ( 2)= [.018]* F= Uygulanamaz Farklı Varyans CHSQ( 1)= [.197]* F(1,47)= [.205] DLwr U(-1) Dlqr m (0.0039) (0.029) 3 DLqr U(-1) Dlwr Dlqr (0.57) 0.383(0.005) 0.010(0.02) Tablo 8. hata teriminin gecikme değerinin anlamsız bulunmuştur. Bu durumda hata düzeltme terimi negatif, ancak anlamlı değildir. Dolayısıyla tek denklemle ko-integre ilişki ifade edilmeye çalışıldığında, ko-entegrasyon bulunamamaktadır. Hata düzeltme terimi katsayısı (1/0.03) bize uzun dönem denge değerinden sapmaların 33 yıl gibi çok büyük bir zamanda giderileceğini ifade etmektedir. Tabloda verilen test istatistikleri yorumlandığında, denklemin otokorelasyon ve farklı varyans sorunu içermediğini ve fonksiyonel formunun uygun olduğunu,ayrıca hata terimlerinin normal dağılıma sahip olduğunu gösterir. İlişkini yönün belirlenmesi için hata düzeltme mekanizması tersten çalıştırılınca ko-entegre ilişkinin çalıştığını ve 6 dönemde ilişkinin kapandığını görebiliriz. Yine bağımlı değişkenin gecikmeli terimleri yerine bağımlı değişkenin mevcut yıldaki değeri ile hata düzeltme mekanizması çalıştırılınca da, hata düzeltme mekanizması çalışmamaktadır. 17

18 EG yönteminde uzun dönem denkleminde normallik ile varsayımların sağlanmaması ve içsellikle ilgili sorunların tek denklemle sorunlu tahminlere yol açması nedeniyle Philip-Hansen yaklaşımı uygulanmaktadır. Barlet L.,G.S.:1 Trend V. Bağımlı D.Lqr Katsayı S.H. t-ist. C (0.07) Lwr (0.000) Tablo 9. Bu durumda denklem katsayısı yani ikame esnekliği uzun dönem denklemine yakın çıkmaktadır. Denklemde normallik sorunu olmamasına rağmen, içsellik sorunu Hausman testi ile belirlenmiştir. Bu nedenle katsayıların farklı olması önemlidir. Ancak bu uygulamanın VAR denklemi sonuçları ile karşılaştırılması daha anlamlıdır. 4.Yapısal Kırılmaların Varlığı, Belirleme Yöntemleri ve Etkileri Eğer rasyonellik mekanizması çalışmış olsa idi, verilerde içsel olarak belirlenmiş kırılma yılları ve hata terimi için Gregory-Hansen yolu kullanılarak belirlenen kırılma yılları, bazı veriler için benzerlik göstereceğinden ayarlanmanın bu veriler üzerinden yapılacağını söyleyebilirdik.ancak tek denklemli yaklaşım böyle bir ko-entegre ilişkisini doğrulamamaktadır. Bunun yanında VAR analizi uygulamaları anlamlı sonuçlar doğurduğundan, özellikle fiyatın ayarlanma açısından önemi vurgulanmalıdır. Bunun için Quandt değerleri hesaplanmıştır. Ancak bunlar ekte gösterilecektir. Bunun yanında her bir değişken için Zivot-Andrews tarafından geliştiren içsel kırılma tespiti ve bunun serilerin yapısı üzerindeki etkileri incelenmektedir. Değişken Model Kırılma Yılı λ-tb/t a k θ-kırılma büyüklüğü Lqr A ( ) (0.054)* Lqr B ( ) , Lwr A ( ) (0.054)* Lwr B ( ) , Tablo 10 18

19 Bu tabloda kırılma yıllarının yorumlanmasından çok kırılmaların serilerin üzerindeki etkisi ve sahte kırılma literatürü dikkate alınarak kırılmaların büyüklükleri tartışılacaktır. Tablo değerleri dikkate alındığında kırılma yılları minimum t değerleri ile belirlenmiştir. A değerinin t değerleri Peron kırılma yılı ve sınırlı gözlem değerleri için hesaplanan kritik değerler ile karşılaştırıldığında( %1, ve %5-6,22), kırılmaların serilerin yapısında değişme yaratmadığı görülmektedir. Bunun yanında θ değeri bize kukla değişkenin katsayısı ve kırılmaların büyüklüklerini ifade edecektir. Bu değerler küçüktür, ayrıca parantez içindeki değerler bize sahte kırılmanın bu büyüklükteki kırılmalarda seride yarattığı değişmenin red edilme düzeyini gösterir ki, bu büyüklükte bir durumda, serilerin yapısında değişme yoktur. Ayrıca sahte kırılma özellikle büyük kırılmalarda kırılmanın bir dönem önce olması gerektiğini ifade etmektedir. Yine trend değişmesi için sahte kırılma literatürü bu durumda kırılmanın 10 sene önce olabileceğini söylemekte ve kritik değerleri vermektedir. Ancak sonuç bu durumda reel katma değer için değişmeyip, ücret için değişmektedir. Bu durumda ücrette önemli kırılmaların olduğunu gösterebilir. Her iki değişken için Cusum testleri ekte verilmiştir. Yapısal krılmaların ko-entegre ilişkisi üzerindeki etkisi üzerindeki etkisi içinde Gregory-Hansen yaklaşımı kullanılacaktır. Özellikle trend kırılmaları durumunda bu test yapısal kırılmanın değişme yarattığı hipotezini kabul etmeye meyilli olduğundan, yine sahte kırılma tespiti ve rank testi dikkate alınacaktır. Bu uygulamada da kırılma yıllarından çok kırılmanın etkileri dikkate alınacaktır. Bu nedenle yapılan testte kırılmanın hata terimi için I(1) durumunu değiştirmediği( kritik değerler %1-5.50, % ) görülmektedir. Ancak rank testi için rankın değiştiğini göstermektedir. Ancak küçük bir veri aralığı olduğundan bu dikkate alınmayabilir. Bunun yanında Gregory-Hansen için trend değişmelerinde yapısal değişme olma ihtimalini olması nedeni ile özellikle sahte kırılma durumu dikkate alındı ancak bu duruma göre de kırılma önemli değil. Model Kırılma Yılı ADF C C/T (1) (2) (3) Inoue,Atsushi, Tests for Cointegration Rank in Trend Break,Journal of Econometrics,vol:90,1999,ss G.S. Maddala ve In Moo Kim, Unit roots,cointegration and structural change,cambridge Un. Pr.,1994,ss

20 Sonuç CES üretim fonksiyonundan yola çıkarak ve K(sermaye) verisinin yetersizliği nedeniyle uygulamış olduğumuz ACMS dönüşümü ile ko-integrasyon ilişkisi uzun dönem rasyonalleşme mekanizmasını işletecek şekilde tahminlenmeye çalışıldığında, ilk olarak zaman serilerinin birim kök uygulamaları üzerinde durulmuştur. Buradan elde ettiğimiz sonuçlar elimizdeki verilerin stokastik karakterli olduğu ve bunların durağanlaştırılması içinde farkların alınması gerektiğini bize göstermiştir. Söz konusu fark özellikli seriler kırılmanın Zivot-Andrews metodu ile serilerin entegrasyon düzeyine etkisi test ile de değerlendirilmiş ve sonuç olarak ta kırılmanın etkisinin özellikle reel ücret verisi dışında kırılma mikro verilerde önemli bir etki yaratmamıştır. Sahte kırılma analizi değerlendirildiğinde bu tip kırılmaların makro verilerdeki kırılmalardan küçük çıktığı ve sahte kırılma yapmayacağı da ortaya çıkmıştır. Yine özellikle ortalamada yaşanan kırılmalar önemli iken, trend kırılması ancak % 10 düzeyinde anlamlıdır. Neo-klasik mekanizmanın fiyattan miktara olarak ifade ettiği ayarlanma mekanizmasının doğrulanması için tek denklemli EG metodu uygulandığında ko-entegre ilişki çalışmamıştır. Özellikle burada reel ücretin içselliği sorgulanmalıdır. VAR analizi sonuçları tek ko-entegre vektör üzerine mekanizmanın çalıştığını ifade etmektedirler. Yine denklemler otokorelasyonun Etilerinden ve içselliğin sorunlarından arındırıldığında uzun dönem denkleminden farklı sonuçlar çıkmaktadır. Bu durum otokorelasyonun ve spesifikasyon sorununu gündeme getirmektedir. Özellikle kullanılan üretim fonksiyonun basitliği hata terimi içine bir çok değişkeni atmamıza ve otokorelasyona neden olabilmektedir. Ko-entegrasyon ilişkisi sorgulandığında özellikle ortalamada yaşanan kırılma önemli çıkmakta, ancak ekte verilen hata teriminin corelogramı kısa sürede kapandığından, mikro verilerin kırılmaya karşı duyarlı olmadığı sonucuna varılabilir. CUSUM testinin hata terimi varyansı için uygulaması da önemli bir kırılma tespit etmemiştir. Tüm bunlara ek olarak, Mikro-ekonomik verilerde zaman serisi analizi ve model seçiminin, özelliklede VAR analizi tek ko-entegre vektör sonucu çıkmasına rağmen uygulanmalıdır, Özellikte ekte yer alan serilerin fark durağan ve kırılmalı olması nedeniyle farklarla yapılan granger sonuçlarıda içselliği kuvvetlendirmektedir, Mikro-Ekonomik verilerde kırılma,-kısa hafıza-, başka bir deyişle aşırı kıymetlerin hemen elendiği bir yapı arz etmektedir, 20

21 Ekonomi teorisinde dinamik unsurların önemi,özellikle kullanılan üretim fonksiyonun az değişkenli olması sorun yaratmaktadır, ayrıca verilerin stokastik karakterli olması üretim fonksiyonunun sorgulanmasını gerektirmektedir, Zaman serisi analizi dışı sonuçlar-tekelci durum, piyasa etkinsizliği, farklı Analizlerin sonuçları, Asgari ücret,kamu-özel,dönemsel farklılıklar, ekte yer alan sonuçlar özellikle piyasa ekonomisinin etkin olmayan sonuçlarının da dikkat edilmesini bize göstermektedir. 21

22 KAYNAKÇA,Altınay, Galip ve Erdal Karagöl,Structural break,unit roots and causality beetwen energy consumption and gdp in Turkey,Energy Economics,vol:26,2004,ss Andrews, D.W.K, Test for Parameter Instability and structural change with unknown change point Econometrica, vol:61, 1993 ss , Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistic,vol:10,1992,ss Arrow, K.T.,H.B.Chenery,B.S.Minhas ve R.M. Solow, Capital-Labour Substitution and Economic Efficiency,American Economic Rewiev,s:43,1961,ss Burley,H.T., Production Function of Australian Manufacturing Industries,The Rewiev of Economics and Statics,1972,ss BREMS,Hans,Quantitative Economic Theory -A Synthetic Aproach-,John Wiley &Sons,Inc.USA,1968,s.64. CHİANG, Alpha C,Matematiksel İktisadın Temel Yöntemleri, çev.osman Aydoğuş, 4.b., Gazi Kitabevİ.,Ankara,ss Cook,Steven, Spurios Rejection by cointegration test incorparating structural change in the cointegration relation,applied Economics,vol:11,2004,ss Dickey D. And Fuller W. A., (1981), Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive TimeSeries with a Unit Root, Econometrica, 49, pp: Doll,John P ve Frank Orazem,Production Economics,Theory with Application,second edition,johnwiley5sons,usa,1984,s.l08. Engle R.F. ve C.W.J. Granger, Cointegration and Error Correction:represantion,estimation and testing Econometrica,vol:55,1987,ss Felipe Jesus ve J.S.L. McCombie, The Ces Production Function,The Accounting İdentity, And Occams Razor,Applied Economics,vol:33,2001,ss, Feldstein,Martin, An Alternative Methods Of Estimating A Ces Production Function İn Britain,Economica,1967,ss Fishelson,Gideon, Telemucations, Ces Production Function,Applied Economics,vol:9,1977,s:,9-18, Gregory, Allan, ve Bruce Hansen, Tests for Cointegration in Modelss with Regime and Trend Shifts,Oxford Bulletin of Economics and Statistics,vol:58,1996,ss Guarda,paulo, A Production Function Of Luxemburg:Estimating A Ces Function,www.crpcu.lu/projects/modl.htm.l. G.S. Maddala ve In Moo Kim, Unit roots,cointegration and structural change,cambridge Un. Pr.,1994,ss Hansen,Bruce, Testing for Parameter İnstability for Linear Models,Journal of Policy Modelling,vol:14,1992,ss Hanselman, A Furher Note On Factor Subsitituon And Efficiency,The Rewiev Of Economics And Statics,1984,ss , Harvey,David,Stephen Leybourne ve Paul newbold, Tests for a break in level when the order of integration is unknown,oxford bulletin of economics and statistics,66,1,2004, Heatfield,D.F. & Sören Wibe, An Introduction to Cost And Production Functions,MacMillan Education, London,1987,s.58 Helmut Luetkepohl & Pentti Saikkonen, "Testing for a Unit Root in a Time Series with a Level Shift at Unknown Time" Econometric Society World Congress 2000 Contributed Papers 0342, Econometric Society.. 22

23 Kimiou Morimune vemitsuru Nakagawa,, The discontinuous trend unit root test when the break point is misspecied,mathematics and computers in simulations,48,1999, Kmenta,J, An Approximation on Ces Type Function:A Reply,International Economic Rewiev,vol:8,2,1967,ss , Lee,Junsoo ve Mark C.S. Strowich,Breakpoint estimation and supirious rejects with endegenous unit root test,oxford bulletin of economics and statistics,63,5,2001, Lianos T. And Fountas S., Cointegration Tests of the Profit-maximizing Equilibrium in Greek Manufacturing: , International Review of Applied Economics, 11, No: 3,1997, pp: Lovel, Knox, Estimation And Prediction With Ces And Ves Production Functions,İnternational Economic Rewiev,vol:14,1973,ss MacDonald R. And Murphy P. D.,, Employment in Manufacturing: A Long-RunRelationship and Short-Run Dynamics, Journal of Economic Studies, 19, 1992,pp: Mamatsakiz, Testing For Long Run Relationship Between İnfrastructure And Private Capital Productivity: A Time Series Analysis Fort He Greek İndustry,Applied Economics Letters,vol:61999,ss, Meyer,Paul, An Aggregreate Homethetic Production Funtion,The Southern Journal of Economics,vol:36,1970,ss ve Pleceter,S ve I Horowitz, The İmplication Of Uncertinity For Firms And Market Beheviour,Metronomica,1980,ss Paraskevopoulos,Christos,C., Alternative Estimates Of The Elasticity Of Substitution:An İnter-Metropolitan Ces Production Function Analysis Of U.S. Manufacturing Industries, ,The Rewievs Of Economics And Statistics,1972.,ss Perron,P ve T.J. Vogelsang, Testing for Unit Root in a Time Seiries with Changing Mean:corrections and extensions,jouranal of Business and Economic Statistics,vol:10,1992,ss ,Pierre Peron, Further evidence of breaking trends in macroeconomics variables,journal of econometrics,80,1997, Philips,Peter ve Pierre Perron, Testing for Unit Root in Time Series Regression,Biometrika,vol:75,issue:2,1988,ss Rosefielde Steven ve Knox Lowel, The Impact of Adjust Factor Cost Valuation on The Ces Interpratation of Postwar Surwey Soviet Economic Growth,Economica,vol:44,ss Roskamp,J, Labor Productivity And The Elasticity Of Factor Subsitituon İn West German Industries, , The Rewiev Oc Economics,And Statics,1976,ss SATo,Ryuza,Homothetic And Non-Homothetic Ces Production Function,The American Economic,Rewiev,1997, Thursby, An Alternative Ces Estimation Technics,1975,The Rewiew,ss Inoue,Atsushi, Tests for Cointegration Rank in Trend Break,Journal of Econometrics,vol:90,1999,ss Quandt,R, Tests of The Hypothesis That a Linear Regression System Obeys Two Sperate Regimes Journal of Americal Staistical Association,vol:55,1992,ss Jenkinson T. J., Testing Neoclassical Theories of Labor Demand: An Application ofcointegration Techniques, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1986, 48, pp: Yamak Rahmi v eyakup Küçükkale, Türk İmalat Sanayiin de Uzun Dönem Denge İlişkisi ,Uludağ Ünv. İİBF,s:4,1997,ss Wolkowitz,B,, On Homothetic and Homogenous production Functions,Econometric Society,New York,1969 Zivot,E. Ve Andrews, D.W.K., Further Evidence On The Great Crash,The Oilprice Shock And The Unit-Root Hypothesis Journal Of Business And Economic Statistics, vol:10,(1992),ss

24 EKLER 1.Lqr(Reel Katma Değer) Cusum-Cusum Square-Lqr CUSUM 5 % S ig n ific an c e Recursive Residuals ± 2 S.E CUSUM of Squares 5% Significance 2.Lwr(Reel Ücret) Lwr CUSUM 5% Significance Recursive Residuals ± 2 S.E CUSUM of Squares 5% Significance 24

25 3.lqr Lqr-Dlqr LQR Years Years DLQR 4.lwr Lwr-dlwr Years LWR Years DLWR 5.Quandt İstatistiği Yapısal Kırılma-Quandt Değişken Kırılma Yılı Lqr-Reel Katma Değer 1973 Lq-Nominal Katma 1973 Değer Lw-Nominal Ücret 1981 Lwr-Reel Ücret 1982 Lp-TEFE 1981 LL-İstihdam Hata terimi Korelogramı ve grafiği 25

26 U için Korelogram-Kısa Hafıza Autocorrelation function of U, sample from 1950 to Order of lags Years U 7.Hata terimi ve yapısal kırılma CUSUM of Squares 5% Significance CUSUM 5% Significance 8.Granger Nedensellik Testi, Lwr granger nedeni değildir,lqrk Lqrk grager nedeni değildir- Lwrk - F prob m,n ,2 26

27 34 DLwrk granger nedeni değildir, DLqrk DLqrk granger nedeni değildir DLwrk F prob m,n Islam,Muhammed, Structural Break,Unit Root and the cusality beetwengoverment Revenues and Expenditures,Applied Economics,,2001,vol:8, ve Altınay, Galip ve Erdal Karagöl,Structural break,unit roots and causality beetwen energy consumption and gdp in Turkey,Energy Economics,vol:26,2004,ss

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

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

Detaylı

Ege University Working Papers in Economics 2006 http://www.iibf.ege.edu.tr/economics/tartisma

Ege University Working Papers in Economics 2006 http://www.iibf.ege.edu.tr/economics/tartisma Ege University Working Papers in Economics 2006 http://www.iibf.ege.edu.tr/economics/tartisma YAPISAL KIRILMA ALTINDA PARA TALEBİNİN İSTİKRARI: TÜRKİYE ÖRNEĞİ A. Nazif Çatık Working Paper No: 06 / December

Detaylı

Türkiye de Tarımsal Üretim ile Tarımsal Kredi Kullanımı Arasındaki Nedensellik İlişkisi

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

Detaylı

TÜRKİYE NİN NET PETROL İTHALATININ FİYAT VE GELİR ESNEKLİKLERİ: ARDL MODELLEME YAKLAŞIMI İLE EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ

TÜRKİYE NİN NET PETROL İTHALATININ FİYAT VE GELİR ESNEKLİKLERİ: ARDL MODELLEME YAKLAŞIMI İLE EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ Uluslararası Yönetim İktisat ve İşletme Dergisi, Cilt 9, Sayı 18, 2013 Int. Journal of Management Economics and Business, Vol. 9, No. 18, 2013 TÜRKİYE NİN NET PETROL İTHALATININ FİYAT VE GELİR ESNEKLİKLERİ:

Detaylı

YAPISAL KIRILMALARI GÖZ ÖNÜNE ALARAK TÜRK İMALAT SANAYİ EKONOMİK DEĞİŞKENLERİ ARASINDA UZUN DÖNEM İLİŞKİLERİN ARAŞTIRILMASI *

YAPISAL KIRILMALARI GÖZ ÖNÜNE ALARAK TÜRK İMALAT SANAYİ EKONOMİK DEĞİŞKENLERİ ARASINDA UZUN DÖNEM İLİŞKİLERİN ARAŞTIRILMASI * YAPISAL KIRILMALARI GÖZ ÖNÜNE ALARAK TÜRK İMALAT SANAYİ EKONOMİK DEĞİŞKENLERİ ARASINDA UZUN DÖNEM İLİŞKİLERİN ARAŞTIRILMASI * A. Neyran ORHUNBİLGE Prof. Dr., İstanbul Üniversitesi, İşletme Fakültesi, Sayısal

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU İLE DIŞ TİCARET HADDİ VE

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

Detaylı

YARI LOGARİTMİK MODELLERDE KUKLA DECİşKENLERİN KA TSA YıLARıNIN YORUMU

YARI LOGARİTMİK MODELLERDE KUKLA DECİşKENLERİN KA TSA YıLARıNIN YORUMU Marmara Üniversitesi U.B.F. Dergisi YIL 2005, CİLT XX, SAyı 1 YARI LOGARİTMİK MODELLERDE KUKLA DECİşKENLERİN KA TSA YıLARıNIN YORUMU Yrd. Doç. Dr. Ebru ÇACLAYAN' Arş. Gör. Burak GÜRİş" Büyüme modelleri,

Detaylı

EURO/TL VOLATİLİTESİNİN TÜRKİYE - AVRUPA BİRLİĞİ TİCARET PERFORMANSI ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: AMPİRİK BULGULAR *

EURO/TL VOLATİLİTESİNİN TÜRKİYE - AVRUPA BİRLİĞİ TİCARET PERFORMANSI ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: AMPİRİK BULGULAR * Doğuş Üniversitesi Dergisi, 14 (1) 2013, 112-124 EURO/TL VOLATİLİTESİNİN TÜRKİYE - AVRUPA BİRLİĞİ TİCARET PERFORMANSI ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ: AMPİRİK BULGULAR * THE EFFECTS OF EURO/TL VOLATILITY ON THE PERFORMANCE

Detaylı

Ülke Riski Bileşenlerinin Bankacılık ve Reel Sektör Üzerine Etkileri: Türkiye Örneği, 1993-2015

Ülke Riski Bileşenlerinin Bankacılık ve Reel Sektör Üzerine Etkileri: Türkiye Örneği, 1993-2015 Çukurova Üniversitesi İİBF Dergisi Cilt:19. Sayı:2. Aralık 2015 ss.151-171 Ülke Riski Bileşenlerinin Bankacılık ve Reel Sektör Üzerine Etkileri: Türkiye Örneği, 1993-2015 The Effects of Country Risk Components

Detaylı

TÜRKİYE DE KAMU-ÖZEL İMALAT SANAYİNDE ÜCRET VE İŞGÜCÜ VERİMLİLİĞİ İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE KAMU-ÖZEL İMALAT SANAYİNDE ÜCRET VE İŞGÜCÜ VERİMLİLİĞİ İLİŞKİSİ Eskişehir Osmangazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi,10(1) TÜRKİYE DE KAMU-ÖZEL İMALAT SANAYİNDE ÜCRET VE İŞGÜCÜ VERİMLİLİĞİ İLİŞKİSİ Salih Türedi Karadeniz Teknik Üniversitesi SBE-İktisat Harun TERZİ

Detaylı

Niğde Üniversitesi İİBF Dergisi, 2013, Cilt: 6, Sayı: 2, s.64-74 64

Niğde Üniversitesi İİBF Dergisi, 2013, Cilt: 6, Sayı: 2, s.64-74 64 Niğde Üniversitesi İİBF Dergisi, 2013, Cilt: 6, Sayı: 2, s.64-74 64 PETROL VE DOĞALGAZ FİYATLARI İLE İMALAT VE KİMYA-PETROL- PLASTİK SEKTÖRLERİNİN ENDEKSLERİ ARASINDAKİ İLİŞKİ ÖZ M. Başaran ÖZTÜRK* Gülüzar

Detaylı

AZERBAYCAN DA FĠYATLAR GENEL DÜZEYĠ VE DÖVĠZ KURU ĠLĠġKĠSĠ

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

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ ÇEŞİTLERİ VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK BİR ANALİZİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ ÇEŞİTLERİ VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK BİR ANALİZİ TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ ÇEŞİTLERİ VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK BİR ANALİZİ Doç.Dr. Muhsin KAR * Arş.Grv. Esra KINIK ** Özet Enerji ile ekonomik büyüme arasındaki ilişki araştırmacıların

Detaylı

TÜRK MALAT SANAYNDE UZUN DÖNEM DENGE LKS: 1950-1993

TÜRK MALAT SANAYNDE UZUN DÖNEM DENGE LKS: 1950-1993 TÜRK MAAT SANAYNDE UZUN DÖNEM DENGE KS: 950-993 Rahmi YAMAK Yakup KÜÇÜKKAE 2 Abstract This study investigates hether the long run equilibrium implied by profit maximization is valid for the Turkish manufacturing

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 13, Sayı 2, 2012 1

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 13, Sayı 2, 2012 1 C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 13, Sayı 2, 2012 1 TÜRKİYE DE KÂĞIT TÜKETİMİ İLE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK ANALİZİ Ali Rıza SANDALCILAR * Özet Bu çalışmanın

Detaylı

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

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

Detaylı

HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ

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

Detaylı

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

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

Detaylı

REEL ÜCRETLER İLE İSTİHDAM ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ AN ECONOMETRIC ANALYSIS OF RELATIONSHIP BETWEEN REAL WAGES AND EMPLOYMENT

REEL ÜCRETLER İLE İSTİHDAM ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ AN ECONOMETRIC ANALYSIS OF RELATIONSHIP BETWEEN REAL WAGES AND EMPLOYMENT ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cilt/Vol. : 10 - S ayı/no: 2 : 55 70 (2010) REEL ÜCRETLER İLE İSTİHDAM ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ

Detaylı

Türkiye nin Fasıllara Göre İthalat Talep Fonksiyonunun Ekonometrik Tahmini

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

Detaylı

DÖVİZ KURU-TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1

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

Detaylı

IKTI 101 (Yaz Okulu) 04 Ağustos, 2010 Gazi Üniversitesi İktisat Bölümü DERS NOTU 05 ÜRETİCİ TEORİSİ

IKTI 101 (Yaz Okulu) 04 Ağustos, 2010 Gazi Üniversitesi İktisat Bölümü DERS NOTU 05 ÜRETİCİ TEORİSİ DERS NOTU 05 ÜRETİCİ TEORİSİ Bugünki dersin işleniş planı: 1. Kârını Maksimize Eden Firma Davranışı... 1 2. Üretim Fonksiyonu ve Üretici Dengesi... 5 3. Maliyeti Minimize Eden Denge Koşulu... 15 4. Eşürün

Detaylı

İmalat Sektöründe Verimlilik ve Reel Ücret İlişkisi: Bir Koentegrasyon Analizi

İmalat Sektöründe Verimlilik ve Reel Ücret İlişkisi: Bir Koentegrasyon Analizi YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2007 Cilt:14 Sayı:2 Celal Bayar Üniversitesi İ.İ.B.F. MANİSA İmalat Sektöründe Verimlilik ve Reel Ücret İlişkisi: Bir Koentegrasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Şahabettin GÜNEŞ Abant İzzet

Detaylı

Örnek. Aşağıdaki veri setlerindeki X ve Y veri çiftlerini kullanarak herbir durumda X=1,5 için Y nin hangi değerleri alacağını hesaplayınız.

Örnek. Aşağıdaki veri setlerindeki X ve Y veri çiftlerini kullanarak herbir durumda X=1,5 için Y nin hangi değerleri alacağını hesaplayınız. Örnek Aşağıdaki veri setlerindeki X ve Y veri çiftlerini kullanarak herbir durumda X=1,5 için Y nin hangi değerleri alacağını hesaplayınız. i. ii. X 1 2 3 4 1 2 3 4 Y 2 3 4 5 4 3 2 1 Örnek Aşağıdaki veri

Detaylı

TÜKETİCİ KREDİLERİ VE CARİ AÇIK ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ. Alınış Tarihi: 16 Ocak 2015 Kabul Tarihi: 15 Mart 2015

TÜKETİCİ KREDİLERİ VE CARİ AÇIK ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ. Alınış Tarihi: 16 Ocak 2015 Kabul Tarihi: 15 Mart 2015 Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 29, Sayı: 2, 2015 407 TÜKETİCİ KREDİLERİ VE CARİ AÇIK ARASINDAKİ İLİŞKİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Cüneyt KILIÇ Alınış Tarihi: 16 Ocak 2015 Kabul Tarihi:

Detaylı

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

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

Detaylı

Türkiye de Sanayi Üretim Endeksinin Periyodik Durağanlık Özellikleri

Türkiye de Sanayi Üretim Endeksinin Periyodik Durağanlık Özellikleri Türkiye de Sanayi Üretim Endeksinin Periyodik Durağanlık Özellikleri Selim YILDIRIM Doç. Dr., Anadolu Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü selimy@anadolu.edu.tr Esin KILIÇ

Detaylı

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

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

Detaylı

Makro İktisat II Örnek Sorular. 1. Tüketim fonksiyonu ise otonom vergi çarpanı nedir? (718 78) 2. GSYİH=120

Makro İktisat II Örnek Sorular. 1. Tüketim fonksiyonu ise otonom vergi çarpanı nedir? (718 78) 2. GSYİH=120 Makro İktisat II Örnek Sorular 1. Tüketim fonksiyonu ise otonom vergi çarpanı nedir? (718 78) 2. GSYİH=120 Tüketim harcamaları = 85 İhracat = 6 İthalat = 4 Hükümet harcamaları = 14 Dolaylı vergiler = 12

Detaylı

TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜNDE KARLILIK VE MAKRO EKONOMİK DEĞİŞKENLERLE İLİŞKİSİ

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

Detaylı

TÜRKİYE DE AR-GE HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ NEDENSEL İLİŞKİNİN ANALİZİ

TÜRKİYE DE AR-GE HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ NEDENSEL İLİŞKİNİN ANALİZİ Ege Akademik Bakış / Ege Academic Review 9 () 2009: 25-259 TÜRKİYE DE AR-GE HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ NEDENSEL İLİŞKİNİN ANALİZİ ANALYSIS OF THE CASUAL RELATIONSHIP BETWEEN R&D EXPENDITURES

Detaylı

LINEAR AND NONLINEAR COINTEGRATION RELATIONSHIP BETWEEN STOCK PRICES AND EXCHANGE RATES IN TURKEY

LINEAR AND NONLINEAR COINTEGRATION RELATIONSHIP BETWEEN STOCK PRICES AND EXCHANGE RATES IN TURKEY TÜRKİYE DE HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU ARASINDA DOĞRUSAL VE DOĞRUSAL OLMAYAN EŞ BÜTÜNLEŞME İLİŞKİSİ Doç.Dr. Bülent DOĞRU Gümüşhane Üniversitesi İİBF İktisat Bölümü buldogru@gumushane.edu.tr Arş.Gör.Mürşit

Detaylı

Balassa Samuelson Hipotezi: Türkiye Ekonomisi İçin Sınır Testi Yaklaşımı

Balassa Samuelson Hipotezi: Türkiye Ekonomisi İçin Sınır Testi Yaklaşımı Y.2014, Cilt 4, Sayı 1, ss.107-122 Y.2014, Volume 4, Issue 1, pp.107-122 Balassa Samuelson Hipotezi: Türkiye Ekonomisi İçin Sınır Testi Yaklaşımı Utku ALTUNÖZ Sinop Üniversitesi, Fakültesi, utkual@hotmail.com

Detaylı

İÇİNDEKİLER. Bölüm 1 MATEMATİKSEL İKTİSADA GİRİŞ 11 1.1.İktisat Hakkında 12 1.2.İktisatta Grafik ve Matematik Kullanımı 13

İÇİNDEKİLER. Bölüm 1 MATEMATİKSEL İKTİSADA GİRİŞ 11 1.1.İktisat Hakkında 12 1.2.İktisatta Grafik ve Matematik Kullanımı 13 İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ III Bölüm 1 MATEMATİKSEL İKTİSADA GİRİŞ 11 1.1.İktisat Hakkında 12 1.2.İktisatta Grafik ve Matematik Kullanımı 13 Bölüm 2 STATİK DENGE ANALİZİ 19 2.1 İktisatta Denge Kavramı 20 2.1.1.

Detaylı

Sosyal Bilimler Dergisi 43

Sosyal Bilimler Dergisi 43 Sosyal Bilimler Dergisi 43 TÜRKİYE DE İHRACATA DAYALI BÜYÜMENİN SEKTÖRLER İTİBARİYLE ANALİZİ Seval AKBULUT 1 Harun TERZİ 2 ÖZET Bu çalışmanın amacı 1980 sonrası Türkiye de ihracat-ekonomik büyüme ilişkisini

Detaylı

Net Portföy Yatırımları ile Reel Faiz Arasındaki İlişkinin Küresel Kriz Çerçevesinde Değerlendirilmesi: Türkiye Uygulaması

Net Portföy Yatırımları ile Reel Faiz Arasındaki İlişkinin Küresel Kriz Çerçevesinde Değerlendirilmesi: Türkiye Uygulaması Net Portföy Yatırımları ile Reel Faiz Arasındaki İlişkinin Küresel Kriz Çerçevesinde Değerlendirilmesi: Türkiye Uygulaması Didem Öztekin 1 Sosyal Bilimler Enstitüsü, İktisat Anabilim Dalı, Para Banka Programı,

Detaylı

3 KESİKLİ RASSAL DEĞİŞKENLER VE OLASILIK DAĞILIMLARI

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

Detaylı

ÜSTEL DÜZLEŞTİRME YÖNTEMİ

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

Detaylı

ZAMAN SERİLERİNDE REGRESYON ANALİZİ

ZAMAN 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

Detaylı

SESSION 1. Asst. Prof. Dr. Utku Altunöz (Sinop University, Turkey) Abstract

SESSION 1. Asst. Prof. Dr. Utku Altunöz (Sinop University, Turkey) Abstract SESSION 1 Tüketim Fonksiyonu ve Türkiye için Gelir-Tüketim İlişkisinin Ampirik Analizi Consumption Function and the Empirical Analysis of the Relationship between Income and Consumption for Turkey Asst.

Detaylı

TÜRKİYE' DE KAMU HARCAMALARıNIN ÖZEL SEKTÖR YATIRIM HARCAMALARINI DIŞLAMA ETKİsİNİN TESTİ (1980-2003) Yrd. Doç. Dr.

TÜRKİYE' DE KAMU HARCAMALARıNIN ÖZEL SEKTÖR YATIRIM HARCAMALARINI DIŞLAMA ETKİsİNİN TESTİ (1980-2003) Yrd. Doç. Dr. Marmara Üniversitesi U.B.F. Dergisi YIL 2005, CiL T XX, SA YI 1 TÜRKİYE' DE KAMU HARCAMALARıNIN ÖZEL SEKTÖR YATIRIM HARCAMALARINI DIŞLAMA ETKİsİNİN TESTİ (1980-2003) Yrd. Doç. Dr. Nilgün Çil YAVUZ Bu çalışmada,

Detaylı

İŞSİZLİK PETROL FİYATLARI İLİŞKİSİ: YAPISAL KIRILMALAR ALTINDA TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1980-2012) * ÖZET

İŞSİZLİK PETROL FİYATLARI İLİŞKİSİ: YAPISAL KIRILMALAR ALTINDA TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1980-2012) * ÖZET - International Periodical For The Languages, Literature and History of Turkish or Turkic, p. 2197-2211, ANKARA-TURKEY İŞSİZLİK PETROL FİYATLARI İLİŞKİSİ: YAPISAL KIRILMALAR ALTINDA TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1980-2012)

Detaylı

TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ

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

Detaylı

RASYONEL BEKLENTİLER-YAŞAM BOYU SÜREKLİ GELİR HİPOTEZİNİN TESTİ

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

Detaylı

İnönü Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi (1999) Ekonometri Bölümü

İnönü Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi (1999) Ekonometri Bölümü Mahmut ZORTUK E-posta : mahmut.zortuk@dpu.edu.tr Telefon : 0274 265 2031-2020 Öğrenim Bilgisi Doktora İstanbul Üniversitesi Sosyal Bilimler (2007) Enstitüsü Ekonometri Anabilim Dalı Yüksek -Tezli Dumlupınar

Detaylı

İhracata Dayalı Büyüme Hipotezi: Türkiye Uygulaması

İhracata Dayalı Büyüme Hipotezi: Türkiye Uygulaması The PDF version of an unedited manuscript has been peer reviewed and accepted for publication. Based upon the publication rules of the journal, the manuscript has been formatted, but not finalized yet.

Detaylı

TÜRKİYE DE KUR REJİMİ UYGULAMASI VE ENFLASYON İLİŞKİSİ ÜZERİNE BİR ANALİZ

TÜRKİYE DE KUR REJİMİ UYGULAMASI VE ENFLASYON İLİŞKİSİ ÜZERİNE BİR ANALİZ Ekonomik ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Güz 2013, Cilt:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:65-77 TÜRKİYE DE KUR REJİMİ UYGULAMASI VE ENFLASYON İLİŞKİSİ ÜZERİNE BİR ANALİZ Şahabettin GÜNEŞ * AN ANALYSIS ON THE EXCHANGE

Detaylı

İktisat bilimi açısından optimizasyon, amacımıza en uygun olan. seçeneğin belirlenmesidir. Örneğin bir firmanın kârını

İktisat bilimi açısından optimizasyon, amacımıza en uygun olan. seçeneğin belirlenmesidir. Örneğin bir firmanın kârını OPTİMİZASYON İktisat bilimi açısından optimizasyon, amacımıza en uygun olan seçeneğin belirlenmesidir. Örneğin bir firmanın kârını maksimize edecek olan üretim miktarının belirlenmesi; bir bireyin toplam

Detaylı

Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ

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

Detaylı

Türkiye de Kamu Harcamaları ve Büyüme İlişkisi: Sınır Testi Yaklaşımı

Türkiye de Kamu Harcamaları ve Büyüme İlişkisi: Sınır Testi Yaklaşımı Atatürk Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi 2009 13 (1): 301-314 Türkiye de Kamu Harcamaları ve Büyüme İlişkisi: Sınır Testi Yaklaşımı Selim BAŞAR (*) Hayati AKSU (**) M. Sinan TEMURLENK (***)

Detaylı

Ham Petrol İthal Fiyatıyla Enflasyon Arasındaki İlişki: Türkiye Analizi*

Ham Petrol İthal Fiyatıyla Enflasyon Arasındaki İlişki: Türkiye Analizi* Finans Politik & Ekonomik Yorumlar 2010 Cilt: 47 Sayı:540 O. PEKER - M. MERCAN 25 Ham Petrol İthal Fiyatıyla Enflasyon Arasındaki İlişki: Türkiye Analizi* Özet Osman PEKER 1 Mehmet MERCAN 2 Bu çalışmada,

Detaylı

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

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

Detaylı

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

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

Detaylı

BÖLÜM I MAKROEKONOMİYE GENEL BİR BAKIŞ

BÖLÜM I MAKROEKONOMİYE GENEL BİR BAKIŞ İÇİNDEKİLER BÖLÜM I MAKROEKONOMİYE GENEL BİR BAKIŞ Giriş... 1 1. Makroekonomi Kuramı... 1 2. Makroekonomi Politikası... 2 2.1. Makroekonomi Politikasının Amaçları... 2 2.1.1. Yüksek Üretim ve Çalışma Düzeyi...

Detaylı

DURAĞANLIK ANALİZİ,BİRİM KÖK TESTLERİ VE TREND

DURAĞANLIK ANALİZİ,BİRİM KÖK TESTLERİ VE TREND DURAĞANLIK ANALİZİ,BİRİM KÖK TESTLERİ VE TREND 1.Zaman Serisi Analizi 1.1.Otoregresif Süreç(AR) 1.2.Hareketli Ortalama Süreci(MA) 1.3.ARMA ve ARIMA Süreci 2.Zaman Serilerinde Durağanlık ve Trend 3.Trend

Detaylı

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

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

Detaylı

ENFLASYON VE NOMİNAL FAİZ ORANLARI ARASINDAKİ UZUN DÖNEM İLİŞKİNİN FİSHER HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE TEST EDİLMESİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1

ENFLASYON VE NOMİNAL FAİZ ORANLARI ARASINDAKİ UZUN DÖNEM İLİŞKİNİN FİSHER HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE TEST EDİLMESİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1 Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 7, Sayı: 4, 013 368 ENFLASYON VE NOMİNAL FAİZ ORANLARI ARASINDAKİ UZUN DÖNEM İLİŞKİNİN FİSHER HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE TEST EDİLMESİ: TÜRKİYE

Detaylı

B. Sermaye stoğunun durağan durum değerini bulunuz. C. Bu ekonomi için altın kural sermaye stoğu ne kadardır?

B. Sermaye stoğunun durağan durum değerini bulunuz. C. Bu ekonomi için altın kural sermaye stoğu ne kadardır? A.Ü. SBE 2015-2016 Bahar Dönemi Makro İktisat - II Çalışma Soruları - 2 1. Nüfus artışı veya teknolojik ilerlemenin olmadığı Solow Modeli nde bazı parametreler şu şekilde olsun: s = 0.2(tasarruf oranı)

Detaylı

CAGAN'IN PARA TALEBi MODELi VE UYUMLU (AD APT if)

CAGAN'IN PARA TALEBi MODELi VE UYUMLU (AD APT if) EKONOMIK Y AKLAŞIM 93 CAGAN'IN PARA TALEBi MODELi VE UYUMLU (AD APT if) BEKLEYiŞLERiN TESTi: TÜRKiYE ÖRNEGi I. Giriş K1vdCJm Metin İlker Muslu Cagan (1956) para talebi fonksiyonunu tanırularken enflasyonist

Detaylı

GIBSON ÇELİŞKİSİNİN TÜRKİYE VERİLERİ İLE ANALİZİ

GIBSON ÇELİŞKİSİNİN TÜRKİYE VERİLERİ İLE ANALİZİ Sosyal Bilimler Dergisi Sayı: 20 2008 GIBSON ÇELİŞKİSİNİN TÜRKİYE VERİLERİ İLE ANALİZİ Doç. Dr. Muammer ŞİMŞEK Cumhuriyet Üniversitesi, Cumhuriyet M.Y.O., Sivas, msimsek@cumhuriyet.edu.tr Doç. Dr. Cem

Detaylı

Anahtar Kelimeler: Ekonomik Büyüme, Enflasyon, Kointegrasyon,Granger Nedensellik Analizi

Anahtar Kelimeler: Ekonomik Büyüme, Enflasyon, Kointegrasyon,Granger Nedensellik Analizi TÜRKĐYE DE ENFLASYON ĐLE GSYĐH ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN KOĐNTEGRASYON YÖNTEMĐYLE ĐNCELENMESĐ * ÖZET Bu çalışmada, Türkiye de enflasyon ile GSYĐH arasındaki ilişki kointegrasyon yöntemi kullanılarak 987:2004:3

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK ENERJİSİ TALEBİ VE ELEKTRİK TÜKETİMİ İLE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK ENERJİSİ TALEBİ VE ELEKTRİK TÜKETİMİ İLE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ SÜ İİBF Sosyal ve Ekonomik Araştırmalar Dergisi 07 TÜRKİYE DE ELEKTRİK ENERJİSİ TALEBİ VE ELEKTRİK TÜKETİMİ İLE EKONOMİK BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİ Murat NİŞANCI * Özet Bu çalışmada Türkiye de elektrik talebi

Detaylı

Sağlık Kuruluşlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel

Sağlık Kuruluşlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel Sağlık Kuruluşlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel Uygulamalar YRD. DOÇ. DR. EMRE ATILGAN TRAKYA ÜNİVERSİTESİ SAĞLIK YÖNETİMİ BÖLÜMÜ Sağlık Kurumlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel Uygulamalar Sunum Planı:

Detaylı

MAK 210 SAYISAL ANALİZ

MAK 210 SAYISAL ANALİZ MAK 210 SAYISAL ANALİZ BÖLÜM 6- İSTATİSTİK VE REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. Ali Rıza YILDIZ 1 İSTATİSTİK VE REGRESYON ANALİZİ Bütün noktalardan geçen bir denklem bulmak yerine noktaları temsil eden, yani

Detaylı

DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI İLE İSTİHDAM ARASINDAKİ İLİŞKİ: 1989-2011 DÖNEMİ İÇİN TÜRKİYE ÖRNEĞİ

DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI İLE İSTİHDAM ARASINDAKİ İLİŞKİ: 1989-2011 DÖNEMİ İÇİN TÜRKİYE ÖRNEĞİ DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI İLE İSTİHDAM ARASINDAKİ İLİŞKİ: 1989-2011 DÖNEMİ İÇİN TÜRKİYE ÖRNEĞİ Gülbahar Üçler Ahi Evran Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölümü Yrd. Doç. Dr. gulbahar_boyaci@hotmail.com

Detaylı

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

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

Detaylı

İktisat Anabilim Dalı- Tezsiz Yüksek Lisans (Uzaktan Eğitim) Programı Ders İçerikleri

İktisat Anabilim Dalı- Tezsiz Yüksek Lisans (Uzaktan Eğitim) Programı Ders İçerikleri İktisat Anabilim Dalı- Tezsiz Yüksek Lisans (Uzaktan Eğitim) Programı Ders İçerikleri 1. Yıl - Güz 1. Yarıyıl Ders Planı Mikroekonomik Analiz I IKT751 1 3 + 0 8 Piyasa, Bütçe, Tercihler, Fayda, Tercih,

Detaylı

1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ

1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ 1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ Yapısal kırılmanın araştırılması için CUSUM, CUSUMSquare ve CHOW testleri bize gerekli bilgileri sağlayabilmektedir. 1.1. CUSUM Testi (Cumulative Sum of the recursive residuals

Detaylı

PETROL FİYATLARI İLE BIST 100 ENDEKSİ KAPANIŞ FİYATLARI ARASINDAKİ İLİŞKİ

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

Detaylı

Türkiye de Turizm ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Kısa ve Uzun Dönemli İlişkiler

Türkiye de Turizm ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Kısa ve Uzun Dönemli İlişkiler Anatolia: Turizm Araştırmaları Dergisi, Cilt 19, Sayı 1, Bahar: 37-44, 2008, Copyright 2008 anatolia Bütün hakları saklıdır ISSN: 1300-4220 (1990-2008) Türkiye de Turizm ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Kısa

Detaylı

TÜRK ÖDEMELER BİLANÇOSUNA PARASAL BİR YAKLAŞIM: GIRTON-ROPER MODELDEN KANITLAR Ψ

TÜRK ÖDEMELER BİLANÇOSUNA PARASAL BİR YAKLAŞIM: GIRTON-ROPER MODELDEN KANITLAR Ψ TÜRK ÖDEMELER BİLANÇOSUNA PARASAL BİR YAKLAŞIM: GIRTON-ROPER MODELDEN KANITLAR Ψ Rahmi YAMAK a Abdurrahman KORKMAZ b Özet Bu çalışma, Ödemeler Bilançosuna Parasal Yaklaşım olarak adlandırılan hipotezin,

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FİNANS SEKTÖRÜ VE REEL SEKTÖR ETKİLEŞİMİ

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

Detaylı

TÜRKİYE DE SABİT SERMAYE YATIRIMLARININ EKONOMİK BÜYÜME ÜZERİNDEKİ ETKİSİ:KO- ENTEGRASYON ANALİZİ (1980-2006)

TÜRKİYE DE SABİT SERMAYE YATIRIMLARININ EKONOMİK BÜYÜME ÜZERİNDEKİ ETKİSİ:KO- ENTEGRASYON ANALİZİ (1980-2006) KMU İİBF Dergisi Yıl:10 Sayı:14 Aralık/2008 TÜRKİYE DE SABİT SERMAYE YATIRIMLARININ EKONOMİK BÜYÜME ÜZERİNDEKİ ETKİSİ:KO- ENTEGRASYON ANALİZİ (1980-2006) Özet Yusuf BAYRAKTUTAN * İbrahim ARSLAN ** 20.yüzyılda

Detaylı

No: 2013-15 / 04 Haziran, 2013 EKONOMİ NOTLARI. Gecelik Vadede Kur Takası ve BIST Repo Faizleri Arasındaki İlişki 1

No: 2013-15 / 04 Haziran, 2013 EKONOMİ NOTLARI. Gecelik Vadede Kur Takası ve BIST Repo Faizleri Arasındaki İlişki 1 EKONOMİ NOTLARI Gecelik Vadede Kur Takası ve BIST Repo Faizleri Arasındaki İlişki 1 Doruk Küçüksaraç Özgür Özel Abstract: This note explores the interaction between the overnight currency swap rates (Turkish

Detaylı

Türkiye de Ekonomik Büyüme ve Turizm İlişkisi Üzerine Ekonometrik Analiz

Türkiye de Ekonomik Büyüme ve Turizm İlişkisi Üzerine Ekonometrik Analiz MPRA Munich Personal RePEc Archive Türkiye de Ekonomik Büyüme ve Turizm İlişkisi Üzerine Ekonometrik Analiz Alper Aslan Erciyes Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölümü 2008 Online at http://mpra.ub.uni-muenchen.de/10611/

Detaylı

Bir Doğrudan Yabancı Yatırım Türü Olarak Birleşme ve

Bir Doğrudan Yabancı Yatırım Türü Olarak Birleşme ve İşletme Bilimi Dergisi Cilt: Sayı: 014 Yatırım Türü Yrd. Doç. Dr. Ahmet Yağmur Ersoy Sakarya Üniversitesi, İşletme Fakültesi, Uluslararası Ticaret Bölümü ayersoy@sakarya.edu.tr Mustafa İlteriş Yılmaz Sakarya

Detaylı

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

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

Detaylı

BİLİŞİM TEKNOLOJİLERİ İÇİN İŞLETME İSTATİSTİĞİ

BİLİŞİM TEKNOLOJİLERİ İÇİN İŞLETME İSTATİSTİĞİ SAKARYA ÜNİVERSİTESİ BİLİŞİM TEKNOLOJİLERİ İÇİN İŞLETME İSTATİSTİĞİ Hafta 12 Yrd. Doç. Dr. Halil İbrahim CEBECİ Bu ders içeriğinin basım, yayım ve satış hakları Sakarya Üniversitesi ne aittir. "Uzaktan

Detaylı

KONUT SEKTÖRÜNÜN ELEKTRİK TALEBİ: TÜRKİYE İÇİN TALEP TAHMİNİ VE ÖNGÖRÜ. Prof. Dr. Muammer YAYLALI. Yrd. Doç. Dr. Fuat LEBE

KONUT SEKTÖRÜNÜN ELEKTRİK TALEBİ: TÜRKİYE İÇİN TALEP TAHMİNİ VE ÖNGÖRÜ. Prof. Dr. Muammer YAYLALI. Yrd. Doç. Dr. Fuat LEBE 119 KONUT SEKTÖRÜNÜN ELEKTRİK TALEBİ: TÜRKİYE İÇİN TALEP TAHMİNİ VE ÖNGÖRÜ Prof. Dr. Muammer YAYLALI Erzurum Teknik Üniversitesi, muammer.yaylali@erzurum.edu.tr Yrd. Doç. Dr. Fuat LEBE Adıyaman Üniversitesi,

Detaylı

PARA VE MALİYE POLİTİKALARININ İMKB ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN İNCELENMESİ: İMKB, MAKROEKONOMİK POLİTİKALAR AÇISINDAN BİLGİ ETKİN MİDİR?

PARA VE MALİYE POLİTİKALARININ İMKB ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN İNCELENMESİ: İMKB, MAKROEKONOMİK POLİTİKALAR AÇISINDAN BİLGİ ETKİN MİDİR? PARA VE MALİYE POLİTİKALARININ İMKB ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN İNCELENMESİ: İMKB, MAKROEKONOMİK POLİTİKALAR AÇISINDAN BİLGİ ETKİN MİDİR? Levent ÇITAK* ÖZET Bu makalenin amacı, makroekonomik politikalarla

Detaylı

Şehnaz BAKIR YĐĞĐTBAŞ

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

Detaylı

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

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

Detaylı

ZAMAN SERİLERİNDE AYRIŞTIRMA YÖNTEMLERİ

ZAMAN SERİLERİNDE AYRIŞTIRMA YÖNTEMLERİ ZAMAN SERİLERİNDE AYRIŞTIRMA YÖNTEMLERİ 1 A. GİRİŞ Gözlemlerin belirli bir dönem için gün, hafta, ay, üç ay, altı ay, yıl gibi birbirini izleyen eşit aralıklarla yapılması ile elde edilen seriler zaman

Detaylı

Gelişmiş ve Azgelişmiş Ülkelerde Ekonomik Büyüme Dinamikleri: Bir Panel Veri Analizi

Gelişmiş ve Azgelişmiş Ülkelerde Ekonomik Büyüme Dinamikleri: Bir Panel Veri Analizi Uluslararası Alanya İşletme Fakültesi Dergisi International Journal of Alanya Faculty of Business Yıl:2012, C:4, S:1, s.127-136 Year:2012, Vol:4, No:1, s. 127-136 Gelişmiş ve Azgelişmiş Ülkelerde Ekonomik

Detaylı

Türkiye de Hisse Senedi Getirileri ile Döviz Kuru Arasındaki İlişkinin İncelenmesi: ARDL Yaklaşımı

Türkiye de Hisse Senedi Getirileri ile Döviz Kuru Arasındaki İlişkinin İncelenmesi: ARDL Yaklaşımı Istanbul University Journal of the School of Business İstanbul Üniversitesi İşletme Fakültesi Dergisi Vol/Cilt: 45, No/Sayı:1, May/Mayıs 2016, 34-42 ISSN: 1303-1732 http://dergipark.ulakbim.gov.tr/iuisletme

Detaylı

DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI VE YURTİÇİ YATIRIMLAR ARASINDAKİ EŞBÜTÜNLEŞME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI VE YURTİÇİ YATIRIMLAR ARASINDAKİ EŞBÜTÜNLEŞME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ DOĞRUDAN YABANCI SERMAYE YATIRIMLARI VE YURTİÇİ YATIRIMLAR ARASINDAKİ EŞBÜTÜNLEŞME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Erciyes Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Özet Bu makalenin amacı, doğrudan

Detaylı

LOJİSTİK REGRESYON ANALİZİ

LOJİSTİK REGRESYON ANALİZİ LOJİSTİK REGRESYON ANALİZİ Lojistik Regresyon Analizini daha kolay izleyebilmek için bazı terimleri tanımlayalım: 1. Değişken (incelenen özellik): Bireyden bireye farklı değerler alabilen özellik, fenomen

Detaylı

SAY 203 MİKRO İKTİSAT

SAY 203 MİKRO İKTİSAT SAY 203 MİKRO İKTİSAT Esneklikler YRD. DOÇ. DR. EMRE ATILGAN SAY 203 MİKRO İKTİSAT - YRD. DOÇ. DR. EMRE ATILGAN 1 ESNEKLİKLER Talep Esneklikleri Talep esneklikleri: Bir malın talebinin talebi etkileyen

Detaylı

KISA VADELİ SERMAYE AKIMLARININ BELİRLEYİCİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

KISA VADELİ SERMAYE AKIMLARININ BELİRLEYİCİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ KISA VADELİ SERMAYE AKIMLARININ BELİRLEYİCİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Filiz ERATAŞ Celal Bayar Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi İktisat Bölümü Uncubozköy Kampüsü / MANİSA E-posta: filizeratas@gmail.com

Detaylı

Türkiye de Birincil Enerji Kullanımı, Üretimi ve Gayri Safi Yurt İçi Hasıla (GSYİH) Arasındaki İlişki *

Türkiye de Birincil Enerji Kullanımı, Üretimi ve Gayri Safi Yurt İçi Hasıla (GSYİH) Arasındaki İlişki * Dokuz Eylül Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, Türkiye de Birincil Enerji Kullanımı, Üretimi ve Gayri Safi Yurt İçi Hasıla (GSYİH) Arasındaki İlişki * Özge KORKMAZ 1 Abdülkadir

Detaylı

TÜRKİYE DE ENFLASYON, DÖVİZ KURU ve İŞSİZLİK ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ

TÜRKİYE DE ENFLASYON, DÖVİZ KURU ve İŞSİZLİK ARASINDAKİ İLİŞKİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ Ekonomik ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Cilt 10, Yıl 10, Sayı 1, 2014 The International Journal of Economic and Social Research, Vol. 10, Year 10, No. 1, 2014 TÜRKİYE DE ENFLASYON, DÖVİZ KURU ve İŞSİZLİK

Detaylı

Yüksek Enflasyon Dönemlerinde Bütçe Açığı ve Enflasyon Arasında Nedensellik İlişkisi Var mıdır? 1978-2002 Dönemi Türkiye Örneği

Yüksek Enflasyon Dönemlerinde Bütçe Açığı ve Enflasyon Arasında Nedensellik İlişkisi Var mıdır? 1978-2002 Dönemi Türkiye Örneği Yüksek Enflasyon Dönemlerinde Bütçe Açığı ve Enflasyon Arasında Nedensellik İlişkisi Var mıdır? 1978-2002 Dönemi Türkiye Örneği Bülent Doğru Yrd. Doç. Dr., Gümüşhane Üniversitesi, İktisat Bölümü buldogru@gmail.com

Detaylı

İçindekiler kısa tablosu

İçindekiler kısa tablosu İçindekiler kısa tablosu Önsöz x Rehberli Tur xii Kutulanmış Malzeme xiv Yazarlar Hakkında xx BİRİNCİ KISIM Giriş 1 İktisat ve ekonomi 2 2 Ekonomik analiz araçları 22 3 Arz, talep ve piyasa 42 İKİNCİ KISIM

Detaylı

İKTİSAT ANABİLİM DALI ORTAK DOKTORA DERS İÇERİKLERİ. Dersin Adı Kod Yarıyıl T+U AKTS. Dersin Adı Kod Yarıyıl T+U AKTS. Dersin Adı Kod Yarıyıl T+U AKTS

İKTİSAT ANABİLİM DALI ORTAK DOKTORA DERS İÇERİKLERİ. Dersin Adı Kod Yarıyıl T+U AKTS. Dersin Adı Kod Yarıyıl T+U AKTS. Dersin Adı Kod Yarıyıl T+U AKTS İKTİSAT ANABİLİM DALI ORTAK DOKTORA DERS İÇERİKLERİ 1. YIL GÜZ DÖNEMİ İleri Makroiktisat I IKT801 1 3 + 0 6 Makro iktisadın mikro temelleri, emek, mal ve sermaye piyasaları, modern AS-AD eğrileri. İleri

Detaylı

1. KEYNESÇİ PARA TALEBİ TEORİSİ

1. KEYNESÇİ PARA TALEBİ TEORİSİ DERS NOTU 06 IS/LM EĞRİLERİ VE BAZI ESNEKLİKLER PARA VE MALİYE POLİTİKALARININ ETKİNLİKLERİ TOPLAM TALEP (AD) Bugünki dersin içeriği: 1. KEYNESÇİ PARA TALEBİ TEORİSİ... 1 2. LM EĞRİSİ VE PARA TALEBİNİN

Detaylı

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

KONULAR. 14 Ekim 2012. Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi ÇOKLU REGRESYON ANALİZİNDE EK KONULAR Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 14 Ekim 2012 Ekonometri

Detaylı

MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME VE MEVSİMSEL HATA DÜZELTME MODELİ: İTHALAT-İHRACAT VERİLERİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA

MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME VE MEVSİMSEL HATA DÜZELTME MODELİ: İTHALAT-İHRACAT VERİLERİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Y.2014, C.19, S.4, s.11-24. Suleyman Demirel University The Journal of Faculty of Economics and Administrative Sciences Y.2014,

Detaylı

KAMU KESİMİ BÜYÜKLÜĞÜ VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ÇOKLU KO-ENTEGRASYON ANALİZİ Seyfettin ARTAN ve Metin BERBER

KAMU KESİMİ BÜYÜKLÜĞÜ VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ÇOKLU KO-ENTEGRASYON ANALİZİ Seyfettin ARTAN ve Metin BERBER C. Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 5, Sayı 2, 2004 13 KAMU KESİMİ BÜYÜKLÜĞÜ VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ÇOKLU KO-ENTEGRASYON ANALİZİ Seyfettin ARTAN ve Metin BERBER ÖZET Kamu kesimi büyüklüğü

Detaylı

GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERDE BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERDE BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1. ULUSLARARASI TÜRK DÜNYASI SOSYAL BİLİMLER KONGRESİ / 8 AĞUSTOS EYLÜL 1 GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERDE BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Yrd. Doç. Dr. Nuraydın TOPÇU * Yrd. Doç. Dr. Mine AKSOY

Detaylı