Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20
|
|
|
- Ekin Başar
- 7 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 ABD nin 1966 ile 1985 yılları arasında Y gayri safi milli hasıla, M Para Arazı (M) ve r faiz oranı verileri aşağıda verilmiştir. a) Y= b 1 +b M fonksiyonun spesifikasyon hatası taşıyıp taşımadığını Ramsey RESET testi ve LM testi ile araştırınız. b) Para Arzı M yerine araç değişken olarak r faiz oranı alarak Y= b 1 +b r modelini kurup Hausman testiyle modelde spesifikasyon hatası olup olmadığını araştırınız. r M Y
2 Dependent Variable: Y Date: 03/3/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 0 R ESKİ Variable M C Coefficie nt Std. Error t-statistic Prob Tahmin değeri ile hata terimi grafiği parabolik olduğundan.. R-squared Adjusted R- squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
3 Dependent Variable: Y Date: 03/3/11 Time: 17:03 Sample: Included observations: 0 M YTAH*YTAH C R-squared Mean dependent var Adjusted R- squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) UYGULAMA: RESET Testi 1.Aşama H 0 : Model spesifikasyonu doğrudur. H 1 : Model spesifikasyonu yanlıştır.aşama F tab =F a,1, 0-3 =4.45 f1: Yeni Değişken Sayısı f: n yeni model katsayı sayısı 3.Aşama 4.Aşama F / /17 Fhes > Ftab H 0 reddedilebilir
4 LM TESTİ SINIRLANDIRILMIŞ MODEL Dependent Variable: Y Date: 03/3/11 Time: 17:31 Sample: Included observations: 0 M C R-squared Mean dependent var Adjusted R- squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) SINIRLANDIRILMAMIŞ MODEL Dependent Variable: U Date: 03/4/11 Time: 11:3 Sample: Included observations: 0 Variable Coefficien t Std. Error t-statistic Prob. M R C R-squared Mean dependent var 3.6E-13 Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.357
5 1. Adım: H 0 : Model spesifikasyonu doğrudur. H 1 : Model spesifikasyonu yanlıştır.. Adım: tab Adım: nr =0*0.16=3.4 hes 4. Adım: hes tab 0 H :kabul HAUSMAN TESTİ Gerçek model Dependent Variable: Y Date: 03/4/11 Time: 13:6 Sample: Included observations: 0 M C R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic)
6 r araç değişken olarak kullanıldığında Dependent Variable: Y Method: Two-Stage Least Squares Date: 03/4/11 Time: 13:31 Sample: Included observations: 0 Instrument list: R M C R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Sum squared resid F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Second-Stage SSR r m,r =0.68 q ˆ ˆ ˆ Var qr ˆ (0.07) (0.68) m.773 Var ˆ ( ) 1 r (0.0015) Adım: H 0 : Model spesifikasyonu doğrudur. H 1 : Model spesifikasyonu yanlıştır.. Adım:Test İstatistiği: m= Adım: tab Adım: m < Ho kabul
7 UYGULAMA: yaşlarındaki 50 çocuğun eğitimine devam kararını etkileyen etmenleri bulmak için aşağıdaki modeller kurulmuştur. OGRNC: Eğer çocuk okula devam ediyorsa 1, Okula Etmiyorsa 0; ANNE_EGTS: Çocuğun annesinin eğitimi; BABA_EGTS: Çocuğun babasın eğitimi; ANNE_CALISAN: Çocuğun annesi çalışıyorsa 1, çalışmıyorsa 0; KENT: Çocuk kentte yaşıyorsa 1, Kırda yaşıyorsa 0, HHB: Hanede yaşayan birey sayısı a) Çocuğun eğitim kararı DOM ile tahminlenmiş ve aşağıdaki model tahmini elde edilmiştir. Katsayı tahminlerini iktisadi ve istatistiki olarak yorumlayınız. Dependent Variable: OGRNC Sample: 1 50 Included observations: 50 ANNE_EGTS BABA_EGTS C ANNE_CALISAN KENT HHB R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) Annenin eğitim düzeyi arttıkça çocuğun eğitimine devam etme olasılığı 0.00 artmaktadır. Babanın eğitim düzeyi arttıkça çocuğun eğitimine devam etme olasılığı %3 artarken hanehalkında yaşayan birey sayısı arttıkça çocuğun eğitimine devam etme olasılığı %3 azalmaktadır. Annesi çalışan çocukların annesi çalışmayan çocuklara göre eğitimine devam etme olasılığı %1, kentte yaşayan çocukların kırda yaşayan çocuklar göre eğitimlerine devam etme olasılığı %13 daha fazladır. Kent değişkeni %10 önem düzeyinde anlamlıyken diğer değişkenler %5 önem düzeyinde istatistiki olarak anlamlıdır.
8 b) Modelde değişen varyans olup olmadığı White testi ile araştırılmıştır. Değişen varyans olup olmadığını yorumlayınız. White Heteroskedasticity Test: F-statistic Probability Obs*R-squared Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID^ Sample: 1 50 Included observations: 50 C ANNE_EGTS ANNE_EGTS^ BABA_EGTS BABA_EGTS^ ANNE_CALISAN KENT HHB HHB^ R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) c) Değişen varyans testine göre hatalar arasında değişen varyans olduğu görülmektedir. Değişen varyas sorununu gidermek için vi E(Y X i)[1 E(Y X i)] P i(1 P i) tartısı uygulanarak aşağıdaki tartılı en küçük kareler modeli tahminlenmiştir.
9 Dependent Variable: OGRNC/KOKV Sample: 1 50 Included observations: 38 ANNE_EGTS/KOKV BABA_EGTS/KOKV /KOKV ANNE_CALISAN/KOKV KENT/KOKV HHB/KOKV R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Durbin-Watson stat d) Çocuğun okula devam kararı ayrıca logit model ile en çok benzerlik yöntemi kullanılarak tahminlenmiştir. Tahmin sonuçlarını iktisadi ve istatistiki olarak yorumlayınız. Dependent Variable: OGRNC Method: ML - Binary Logit (Quadratic hill climbing) Sample: 1 50 Included observations: 50 Convergence achieved after 4 iterations Covariance matrix computed using second derivatives Variable Coefficient Std. Error z-statistic Prob. ANNE_EGTS BABA_EGTS C ANNE_CALISAN KENT HHB Mean dependent var S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter Restr. log likelihood Avg. log likelihood LR statistic (5 df) McFadden R-squared Probability(LR stat) 1.35E-14 Obs with Dep=0 130 Total obs 50 Obs with Dep=1 10
10 Katsayılar %6 önem düzeyine göre istatistiki olarak anlamlıdır. Anne ve babanın eğitim düzeyi arttıkça çocuğun okula devam etme olasılığı sırasıyla %11 ve %18 artarken, hanede yaşayan birey sayısı arttıkça çocuğun okula devam etme olasılığı %19 azalmaktadır. Annesi çalışan çocukların annesi çalışmayan çocuklara göre okula devam etme olasılığı 0.64 daha fazladır. Ayrıca kentte yaşayan çocukların kırda yaşayan çocuklara göre eğitimlerine devam etme olasılığı 0.73 daha fazladır. e) Annesi çalışan, kırda yaşayan, anne eğitim düzeyi 5, baba eğim düzeyi 8 ve hanedeki birey sayısı 4 iken çocuğun eğitimine devam eme olasılığı nedir? L = * * * * *4 =1.39 Pi ln( ) Pi Pi ( ) Pi P i 1 P 1 e Z i *50.189* * * * e f) e şıkkındaki durum geçerli iken annenin eğitim düzeyi 5den 6ya yükselmesi durumunda çocuğun eğitimine devam etme olasılığı nedir? bˆ (1 Pˆ) P ˆ 0.113( ) g) Çocuğun okula devam kararı ayrıca probit model ile en çok benzerlik yöntemi kullanılarak tahminlenmiştir. Tahmin sonuçlarını iktisadi ve istatistiki olarak yorumlayınız. Dependent Variable: OGRNC Method: ML - Binary Probit (Quadratic hill climbing) Sample: 1 50 Included observations: 50 Convergence achieved after 4 iterations Covariance matrix computed using second derivatives Variable Coefficient Std. Error z-statistic Prob. ANNE_EGTS BABA_EGTS C ANNE_CALISAN KENT HHB
11 Mean dependent var S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter Restr. log likelihood Avg. log likelihood LR statistic (5 df) McFadden R-squared Probability(LR stat) 1.33E-14 Obs with Dep=0 130 Total obs 50 Obs with Dep=1 10 Katsayılar %6 önem düzeyine göre istatistiki olarak anlamlıdır. Anne ve babanın eğitim düzeyi arttıkça çocuğun okula devam etme olasılığı sırasıyla %6 ve %11 artarken, hanede yaşayan birey sayısı arttıkça çocuğun okula devam etme olasılığı %10 azalmaktadır. Annesi çalışan çocukların annesi çalışmayan çocuklara göre okula devam etme olasılığı 0.40 daha fazladır. Ayrıca kentte yaşayan çocukların kırda yaşayan çocuklara göre eğitimlerine devam etme olasılığı 0.45 daha fazladır. ALMON GECİKME MODELİ Türkiyenin yılları arasında yapılan özel toplam sabit sermaye yatırımları (Y) ile özel imalat sektörü sabit yatırımları (X) arasındaki ilişkiyi Almon Polinomal modeli kullanılarak gösteriniz. ( X in gecikmesi 3, ayrıca parametreleri i gecikme uzunluğunun ikinci dereceden fonksiyonudur) YILLAR Y X XT1 XT XT3 Z0T Z1T ZT YT ,1 163, ,4 1164,6 163,56 963, ,6 105, ,6 163,56 53, ,11 105, ,6 163, ,6 84,89 094,77 694, ,8 1536,3 103,11 105, ,6 499, , , ,4 184,3 1536,3 103,11 105, , , , , ,5 111,19 184,3 1536,3 103,11 669,85 854, 18815,5 448, ,03 111,19 184,3 1536,3 7847, , , , , 3,84 358,03 111,19 184,3 8634,9 1107,1 738, ,5 861,76 3,84 358,03 111, ,8 1337, ,67 567, ,5 3076,9 861,76 3,84 358, , , , , ,6 3377, ,9 861,76 3, , , ,89 754, , 396, , ,9 861, , , ,67 746, ,5 4568,7 396, , , , , ,4 8613, ,1 4604, ,7 396, , ,41 65, ,8 104, ,8 4157,7 4604, ,7 396,13 179,01 567, , , ,7 834, ,7 4604, , , , , , ,3 436,7 834, ,7 4604, ,71 496, ,97 835, ,9 387,54 436,7 834, , , , ,0 6909, ,15 387,54 436,7 834, , , , , ,17 401,15 387,54 436,7 963, , , ,6 549,75 407,17 401,15 387, , , , ,4 705,54 549,75 407,17 401, , , , , , 3081,5 705,54 549,75 407, , , , , ,1 3081,5 705,54 549, , , , ,
12 ,5 974,6 953,1 3081,5 705, ,49 173, 3967, ,4 89,5 974,6 953,1 3081, , , ,5 1655,5 3 Z X X X X X 0t ti t t1 t t3 i0 3 Z İX X X 3X 1t ti t1 t t3 i0 3 t ti t14 t 9 t3 i0 Z İ X X X X Dependent Variable: Y Sample (adjusted): Included observations: 4 after adjustments Z0T =(a 0 ) Z1T=(a 1 ) ZT=(a ) C R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid 3.35E+09 Schwarz criterion.1144 Log likelihood Hannan-Quinn criter F-statistic Durbin-Watson stat.1044 Prob(F-statistic) parametreleri i gecikme uzunluğunun ikinci dereceden fonksiyonu: i a aia i 0 1
13 a a 0 a 0 a a a1a 1 a a a a a a a a 4a 4.87 *( 8.83) 4* a a 3 a 3 a 3a 9a *( 8.83) 9* Y t X -1.4X -.55X +1.4X t t-1 t- t-3
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20
ABD nin 1966 ile 1985 yllar arasnda Y gayri safi milli hasla, M Para Araz (M) ve r faiz oran verileri a#a$da verilmi#tir. a) Y= b 1 +b M fonksiyonun spesifikasyon hatas ta#yp ta#mad$n Ramsey RESET testi
ADMIT: Öğrencinin yüksek lisans programına kabul edilip edilmediğini göstermektedir. Eğer kabul edildi ise 1, edilmedi ise 0 değerini almaktadır.
Uygulama-2 Bir araştırmacı Amerika da yüksek lisans ve doktora programlarını kabul edinilmeyi etkileyen faktörleri incelemek istemektedir. Bu doğrultuda aşağıdaki değişkenleri ele almaktadır. GRE: Üniversitelerin
Bağımlı Kukla Değişkenler
Bağımlı Kukla Değişkenler Bağımlı değişken özünde iki değer alabiliyorsa yani bir özelliğin varlığı ya da yokluğu söz konusu ise bu durumda bağımlı kukla değişkenler söz konusudur. Bu durumdaki modelleri
0, model 3 doğruysa a3. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.
EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 2 ÇÖZÜM (Örgün ve İkinci Öğretim için) 1987-2006 yıllarına ait GSYH, YATIRIM ve FAİZ verileri kullanılarak elde edilen sonuçlar şu şekildedir: Yuvalanmamış-F Testi Model 1: YATIRIM
TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere değişkenlere ait veriler verilmiştir.
EKONOMETRİ II Uygulama - Otokorelasyon TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere Tuketim 58 Gelir 3959 Fiyat 312 değişkenlere ait veriler verilmiştir. 56 3858
Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması
Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması Tablo da yer alan verileri kullanarak aşağıdaki ilgili soruları cevaplayınız. Yıllar Yatırım GSYH Faiz 1987 18491 747 45 1988 78 7495 54 1989 5187 8014
Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.
Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. b tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.
A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri
A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri Durum I: Kırılma Tarihinin Bilinmesi Durumu Kırılmanın bilinen bir tarihte örneğin tarihinde olduğunu önceden bilinmesi durumunda uygulanır. Örneğin,
1. Basitlik 2. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b 2 X t -rb 2 X t-1 +ry t-1 +e t 3. R 2 ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Doğru Fonksiyonel Biçim
1. Basitlik. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b X t -rb X t-1 +ry t-1 +e t 3. R ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Doğru Fonksiyonel Biçim 1 Model Tanımlanması Araştırmada kullanılan modelin tanımlamasının doğru
İyi Bir Modelin Özellikleri
İyi Bir Modelin Özellikleri 1. Basitlik. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b X t -rb X t-1 +ry t-1 +e t 3. R ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Fonksiyonel Biçim 1 Model Tanımlanması Araştırmada kullanılan modelin
Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.
Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. β tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU.HAL: Sabit Terimlerin Farklı Eğimlerin Eşit olması Yi = b+ b2di + b3xi + ui E(Y Di =,X i) = b + b3xi E(Y Di
UYGULAMA 2. Bağımlı Kukla Değişkenli Modeller
UYGULAMA 2 Bağımlı Kukla Değşkenl Modeller Br araştırmacı Amerka da yüksek lsans ve doktora programlarını kabul ednlmey etkleyen faktörler ncelemek stemektedr. Bu doğrultuda aşağıdak değşkenler ele almaktadır.
NİTEL TERCİH MODELLERİ
NİTEL TERCİH MODELLERİ 2300 gözlem sayısı le verlen değşkenler aşağıdak gbdr: calsma: çocuk çalışıyorsa 1, çalışmıyorsa 0 (bağımlı değşken) Anne_egts: Anne eğtm sevyes Baba_egts: Baba eğtm sevyes Kent:
BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER
BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER Birden çok bağımlı değişkenin yer aldığı modelleri incelemek amacıyla kullanılan modeller Birden Çok Bağımlı Değişkenli Regresyon Modelleri ya da kısaca MRM ler
Bağımlı Kukla Değişkenler
Bağımlı Kukla Değişkenler Bağımlı değişken özünde iki değer alabiliyorsa yani bir özelliğin varlığı ya da yokluğu söz konusu ise bu durumda bağımlı kukla değişkenler söz konusudur. Bu durumdaki modelleri
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
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
Bağımlı Kukla Değişkenler
Bağımlı Kukla Değişkenler Bağımlı değişken özünde iki değer alabiliyorsa yani bir özelliğin varlığı ya da yokluğu söz konusu ise bu durumda bağımlı kukla değişkenler söz konusudur. Bu durumdaki modelleri
500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ. YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ. Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği
İSTANBUL TEKNİK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ 500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği Programı
T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR:
T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR: 2120703360 KÜBRA İNAN 2120703321 EDA ZEYNEP KAYA EDİRNE
Kukla Değişken Nedir?
Kukla Değişken Nedir? Cinsiyet, eğitim seviyesi, meslek, din, ırk, bölge, tabiiyet, savaşlar, grevler, siyasi karışıklıklar (=darbeler), iktisat politikasındaki değişiklikler, depremler, yangın ve benzeri
Yaşlı Sorunları Araştırma Dergisi, 2008 (1): 50-61 Yaşlıların gelir ve tüketim tercihlerinin belirlenmesi: Cep telefonu sahipliğine yönelik ekonometrik model uygulaması AYDIN SARI 1 Pamukkale Üniversitesi
Y = 29,6324 X 2 = 29,0871 X 3 = 28,4473 y 2 = 2,04 x 2 2 = 0,94 x 2 3 = 2,29 yx 2 = 0,19 yx 3 = 1,60 x 2 x 3 = 1,06 e 2 = 0,2554 X + 28,47 X 3-0,53
EKONOMETR DERS ÇALIMA SORULARI SORU : 1 1980-1994 y llar aras ndaki Türkiye Özel Yat r m (Y), Reel Mevduat Faiz Oran (X ) ve GSMH (X 3 ) verilerinden hareketle a*a+ daki ortalamadan farklara göre ara sonuçlar
EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 4 ÇÖZÜM
EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 4 ÇÖZÜM (Örgün e İknc Öğretm çn) 1. 754 hanehalkına at DOMerset sml Excel dosyasında yer alan erler kullanarak tahmnlenen DOM sonuçları: Dependent Varable: CALISANKADIN Sample:
PARANIN TARİHÇESİ TÜRKİYE DE NAKİTSİZ EKONOMİ EKONOMİNİN FAYDALARI
PARANIN TARİHÇESİ TÜRKİYE DE NAKİTSİZ EKONOMİ NAKİTSİZ EKONOMİNİN FAYDALARI Para, bir ekonomide genel kabul gören, değişim aracı, değer koruma aracı ve hesap birimi işlevlerine sahip varlıktır. (TDK,
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8)
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8) BAŞLANGIÇ Yeni bir dosya (workfile) yaratma Adım 1. Ana menüden File/New/Workfile ı seçin Adım 2. Workfile structure type ne tür veri kullandığınızı gösterir. ÖR1. Zaman serisi
OTOKORELASYON OTOKORELASYON
OTOKORELASYON OTOKORELASYON Y = α + βx + u Cov (u,u s ) 0 u = ρ u -1 + ε -1 < ρ < +1 Birinci dereceden Ookorelasyon Birinci Dereceden Ooregressif Süreç; A R(1) e = ρ e -1 + ε Σe e ˆ ρ = Σ 1 e KARŞILA ILAŞILAN
EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI
EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI Aşağıdaki verileri EVIEWS paket programına aktarınız. Veri setini tanımladıktan sonra aşağıda istenen soruları bu verileri kullanarak
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.
EKONOMETRİ I E-VİEWS UYGULAMALI VE ÇÖZÜMLÜ SORULAR
EKONOMETRİ I E-VİEWS UYGULAMALI VE ÇÖZÜMLÜ SORULAR HATİCE ÖZKOÇ HANİFİ VAN ÖZKOÇ VAN 1 1980-2002 dönemine ait tavuk eti talebini incelemek amacıyla aşağıdaki değişkenler elde edilmiştir. Y: Kişi başına
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
ÜNİVERSİTE ÖĞRENCİLERİNİN CEP TELEFONU HAT TERCİH OLASILIĞININ BELİRLENMESİ: ATATÜRK ÜNİVERSİTESİ ÖRNEĞİ
ÜNİVERSİTE ÖĞRENCİLERİNİN CEP TELEFONU HAT TERCİH OLASILIĞININ BELİRLENMESİ: ATATÜRK ÜNİVERSİTESİ ÖRNEĞİ Hüseyin ÖZER (1) M. Suphi ÖZÇOMAK () Erkan OKTAY (3) Özet: Bilinçli bir tüketici grubunu oluşturan
SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ
SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ Murat KORKMAZ 1, Aysun YILMAZTÜRK 2 1 Güven Grup Finans Yöneticisi 2 Balıkesir Üniversitesi
21. ULUSLARARASI İKTİSAT ÖĞRENCİLERİ KONGRESİ. Ege Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi. Nakitsiz Ekonomi: Türkiye Örneği
21. ULUSLARARASI İKTİSAT ÖĞRENCİLERİ KONGRESİ DİJİTAL DÖNÜŞÜM: SANAYİ 4.0 İzmir, Nisan 25-27, 2018 Ege Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Nakitsiz Ekonomi: Türkiye Örneği Berk Duran Kayabalı
İyi Bir Modelin Özellikleri
İyi Bir Modelin Özellikleri 1. Basitlik. Belirlenmişlik 3. R ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Tahmin Gücü 1 Model Tanımlanması Araştırmada kullanılan modelin tanımlamasının doğru olduğu kabul edilmektedir..
Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi (ASEAD) Eurasian Journal of Researches in Social and Economics (EJRSE) ISSN:
Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi (ASEAD) Eurasian Journal of Researches in Social and Economics (EJRSE) ISSN:2148-9963 www.asead.com ÖZET HAVAYOLU UÇAK İÇİ İKRAM SATIŞ TAHMİN MODELİ BİR
Farklı Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = σ i2. Eşit Varyans. Hata. Zaman
Farklı Varyans Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = σ Eşt Varyans Y X Farklı Varyans Hata Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = σ Farklı Varyans Zaman Farklı Varyans le Karşılaşılan Durumlar Kest Verlernde. Kar dağıtım
PANEL VERİ MODELLERİNİN TAHMİNİNDE PARAMETRE HETEROJENLİĞİNİN ÖNEMİ: GELENEKSEL PHILLIPS EĞRİSİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA
PAEL VERİ MODELLERİİ TAHMİİDE PARAMETRE HETEROJELİĞİİ ÖEMİ: GELEEKSEL PHILLIPS EĞRİSİ ÜZERİE BİR UYGULAMA Selim TÜZÜTÜRK (*) Özet: Panel veri modellerinin tahmininde, örneklem ile ilgili dikkat edilmesi
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 40, Şubat 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 40, Şubat 2017, s. 142-152 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 25.11.2016 10.02.2017 Yrd. Doç. Dr. Rıdvan
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
TÜRKİYE DE PARA POLİTİKALARININ BANKALARIN KARLILIKLARI ÜZERİNE ETKİSİ
TÜRKİYE DE PARA POLİTİKALARININ BANKALARIN KARLILIKLARI ÜZERİNE ETKİSİ Orhan ÇOBAN * Selcen ŞAHİN ** ÖZET Bu çalışmada 1990-2010 dönemi dikkate alınarak Türkiye de Merkez Bankası tarafından yürütülen para
EKONOMETRİ. GRETL Uygulamaları. Prof. Dr. Bülent Miran
EKONOMETRİ GRETL Uygulamaları Prof. Dr. Bülent Miran Bornova-2015 İÇİNDEKİLER 1. Gretl da veri dosyasını çağırma:... 3 2. Gretl da Excel veri dosyasını açma:... 4 3. Excel den alınmış verilerin Gretl dosyası
Yılları Arasında Bist 30 Endeksi ve BİST
Marmara Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi Cilt: 39 Sayı: 1 Haziran 2017, ISSN: 2149-1844, ss/pp. 171-194 DOI: 10.14780/muiibd.329920 2011-2015 Yılları Arasında Bist 30 Endeksi ve BİST 30
Vadeli İşlem Sözleşmelerinde Vade Etkisi: Türkiye Örneği
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cilt: 15 Sayı: 3 Temmuz 2015 ss. 421-433 Vadeli İşlem Sözleşmelerinde Vade Etkisi: Türkiye Örneği Maturity Effect In Future Contracts: Evidence from Turkey Eyüp
ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER
ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER ZAMAN SERİLERİ VE TEMEL KAVRAMLAR Bir zaman serisi, bir değişkenin zaman içindeki hareketini gözlemler. Değişkenlere ilişkin değerler aylık, üç aylık,
IIBINTERNATIONAL REFEREED ACADEMIC SOCIAL SCIENCES JOURNAL
IIBINTERNATIONAL REFEREED ACADEMIC SOCIAL SCIENCES JOURNAL AN APPLIED EXAMPLE OF PROFESSIONAL DESPAIR AND ANXIETY LEVELS OF THE STUDENTS IN THE DEPARTMENT OF HEALTHCARE MANAGEMENT 1 Haluk ŞENGÜN 1, Nilgün
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 7.1)
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 7.1) BAŞLANGIÇ Yeni bir dosya (workfile) yaratma Adım 1. Ana menüden File/New/Workfile ı seçin Adım 2. Workfile structure type ne tür veri kullandığınızı gösterir. ÖR1. Zaman serisi
Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4,
Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4, 2011 65 GÖÇ-TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE NİN TÜKETİM MALI İHRACATI ÜZERİNE BİR UYGULAMA Özge BUZDAĞLI (*) Alaattin KIZILTAN (**)
TÜRKİYE AZERBAYCAN DIŞ TİCARETİNİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER ( DÖNEMİ)*
TÜRKİYE AZERBAYCAN DIŞ TİCARETİNİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER (1998-2014 DÖNEMİ)* YAZAR ADI 1 YAZAR ADI 2 YAZAR ADI 3 ÖZET Ülkeler arası işbirlikleri, dünya ekonomisini bir bütüne dönüştürmektedir. Coğrafi ve
ARIMA MODELLERİ İLE ENFLASYON TAHMİNLEMESİ: TÜRKİYE UYGULAMASI
ARIMA MODELLERİ İLE ENFLASYON TAHMİNLEMESİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Oytun MEÇİK * Mustafa KARABACAK * ÖZET Fiyat istikrarsızlıkları önemli sorunlara ve birçok maliyete yol açmaktadır. Enflasyondaki belirsizlik
TEKNOLOJĐK ARAŞTIRMALAR
www.teknolojikarastirmalar.com ISSN:XXX-XXX Tekstil Teknolojileri Elektronik Dergisi 2008 (3) 1-12 TEKNOLOJĐK ARAŞTIRMALAR Makale Tekstil ve Demir Çelik Sektörü Đhracatına Döviz Kurları, Enflasyon ve Faiz
DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ
DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL SINIRLAMALARIN TESTİ t testi F testi Diğer testler: Chow testi MWD testi DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ Benzerlik Oranı Testi Lagrange Çarpanı
Tek Denklemli Modellerde Uygulanan Testler 1.Yeni Bağımsız Değişkenler Ekleme Testi(s )
Tek Denklemli Modellerde Uygulanan Testler 1.Yeni Bağımsız Değişkenler Ekleme Testi(s.285-293) Y=β 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + u (SR) Y=β 1 + β 2 X 2 + β 3 X 3 + β 4 X 4 + β 5 X 5 + u 1.Aşama (SM) H 0 : β
ÖĞRENCİ SEÇME SINAVI NA HAZIRLANAN ÖĞRENCİLERİN BAŞARILARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN BELİRLENMESİ (OLTU ANADOLU LİSESİ ÖĞRENCİLERİ İÇİN BİR UYGULAMA)
ÖĞRENCİ SEÇME SINAVI NA HAZIRLANAN ÖĞRENCİLERİN BAŞARILARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN BELİRLENMESİ (OLTU ANADOLU LİSESİ ÖĞRENCİLERİ İÇİN BİR UYGULAMA) Hüseyin ÖZER Adem DEMİR Özet: Bu çalışmanın temel amacı,
TEFE VE TÜFE ENDEKSLERİ İLE ALT KALEMLERİNDEKİ MEVSİMSEL HAREKETLERİN İNCELENMESİ* Soner Başkaya. Pelin Berkmen. Murat Özbilgin.
TEFE VE TÜFE ENDEKSLERİ İLE ALT KALEMLERİNDEKİ MEVSİMSEL HAREKETLERİN İNCELENMESİ* Soner Başkaya Pelin Berkmen Murat Özbilgin Erdal Yılmaz 21 Haziran 1999 Araştırma Genel Müdürlüğü *Bu çalışmaya katkılarından
ÇOKLU REGRESYON MODELİ. Bir bağımlı değişkene etki eden çok sayıda bağımsız değişkeni analize dahil ederek çoklu regresyon modeli uygulanabilir.
ÇOKLU REGRESYON MODELİ Bir bağımlı değişkene etki eden çok sayıda bağımsız değişkeni analize dahil ederek çoklu regresyon modeli uygulanabilir. Y=b 1 + b X + b X + u Y=b 1 + b X + b X +...+ b k X k + u
PROF. DR. ŞÜKRÜ KIZILOT
PROF. DR. ŞÜKRÜ KIZILOT Çorum doğumlu olan Şükrü Kızılot, Maliye Bakanlığı nda 8 yıl çalıştıktan sonra, önce Adana İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi nde, daha sonra da Ankara İktisadi ve Ticari İlimler
Bağımsız Örneklemler İçin Tek Faktörlü ANOVA
Bağımsız Örneklemler İçin Tek Faktörlü ANOVA ANOVA (Varyans Analizi) birden çok t-testinin uygulanması gerektiği durumlarda hata varyansını azaltmak amacıyla öncelikle bir F istatistiği hesaplanır bu F
8. BÖLÜM: DEĞİŞEN VARYANS
8. BÖLÜM: DEĞİŞEN VARYANS Bu bölümde; Değişen Varyans Tespiti için Grafik Çizme Değişen Varyans Testi: Park Testi Değişen Varyans Testi: White Testi Değişen Varyans Probleminin Çözümü: Ağırlıklandırılmış
BİST TE İŞLEM GÖREN TARIM VE HAYVANCILIK ŞİRKETLERİNİN PERFORMANS ANALİZLERİ: ( ) *
BİST TE İŞLEM GÖREN TARIM VE HAYVANCILIK ŞİRKETLERİNİN PERFORMANS ANALİZLERİ: (2010-2015) * Yrd. Doç. Dr. Selahattin KOÇ ** Öğr. Gör. Numan ZENGİN *** Zafer YILDIZ **** ÖZ İşletmelerin performanslarını
TÜRKİYE DE LOJİSTİK HİZMETLERİNİN GELİŞİMİNİN İHRACATTAKİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ
TÜRKİYE DE LOJİSTİK HİZMETLERİNİN GELİŞİMİNİN İHRACATTAKİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ İsmet ATEŞ Adnan Menderes Üniversitesi, Nazilli İİBF İsabeyli Yerleşkesi Nazilli-AYDIN E-posta: iates9@gmail.com Erhan IŞIK Kalaba
Sabit Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = s 2
X Sabt Varyans Y Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = s Eşt Varyans EKKY nn varsayımlarından br anakütle regresyon fonksyonu u lern eşt varyanslı olmasıdır Her hata term varyansı bağımsız değşkenlern verlen değerlerne
Osmanlı endüstriyel üretim yapısının ( ) emek sermaye bileşeninde incelenmesi
Cilt:8 Sayı:2 Yıl:2011 Osmanlı endüstriyel üretim yapısının (1913 15) emek sermaye bileşeninde incelenmesi Murat Çiftçi* Recep Seymen** Özet Cobb Douglas üretim fonksiyonu ile üretimde emek ve sermayenin
Panel Veri Analizi. Prof. Dr. Recep KÖKK Dr. Nevzat ŞİMŞEK
Panel Veri Analizi Prof Dr Recep KÖKK Dr Nevzat ŞİMŞEK 1 PANEL VERİ ANALİZİ Panel Veri yöntemi, ülkeler, firmalar, hanehalkları, vb kes (cross-section) gözlemlerinin belli bir zaman dönemi içinde bir araya
YILLARI ARASINDA GÜNEY CAROLINA DA OKUL İÇİ ŞİDDET İSTATİSKLERİ ANALİZİ (Bir Önceki Projeden Devam Edilecektir)
1996-1998 YILLARI ARASINDA GÜNEY CAROLINA DA OKUL İÇİ ŞİDDET İSTATİSKLERİ ANALİZİ (Bir Önceki Projeden Devam Edilecektir) Hazırlayan : Süleyman Öğrekçi 1996 ve 1998 yılları arasında Güney Carolina da resmi
Farklı Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = s 2 Eşit Varyans
Farklı Varyans Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = s Eşt Varyans Y X 1 Farklı Varyans Hata Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = s Farklı Varyans Zaman EKKY nn varsayımlarından br anakütle regresyon fonksyonu u lern
Koşullu Öngörümleme. Bu nedenle koşullu öngörümleme gerçekleştirilmelidir.
Koşullu Öngörümleme Ex - ante (tasarlanan - umulan) öngörümleme söz konusu iken açıklayıcı değişkenlerin hatasız bir şekilde bilindiği varsayımı gerçekçi olmayan bir varsayımdır. Çünkü bazı açıklayıcı
Türkiye nin Dış Turistik Tanıtımının Turizm Talebine Etkisi: 2001-2012 Dönemi 1 Aytuğ ARSLAN 2
Çankırı Karatekin Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi 5(1): 181-192 Türkiye nin Dış Turistik Tanıtımının Turizm Talebine Etkisi: 2001-2012 Dönemi 1 Aytuğ ARSLAN 2 Özet Türkiye son yıllarda uluslararası
KAMU HARCAMALARI BİLEŞİMİNİN GELİR DAĞILIMI VE REFAH ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ. Doç. Dr. Cem DİŞBUDAK, Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, İktisat Bölümü
KAMU HARCAMALARI BİLEŞİMİNİN GELİR DAĞILIMI VE REFAH ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Doç. Dr. Cem DİŞBUDAK, Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, İktisat Bölümü e-mail: dişbudak@mu.edu.tr ÖZ Günümüz dünyasına hâkim
BAĞIMLI KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER A- KADININ İŞGÜCÜNE KATILIM MODELİ NİN DOM İLE E-VIEWS DA ÇÖZÜMÜ
BAĞIMLI KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER A- KADININ İŞGÜCÜNE KATILIM MODELİ NİN DOM İLE E-VIEWS DA ÇÖZÜMÜ Modeldeki değişken tanımları aşağıdaki gibidir: IS= 1 i.kadının bir işi varsa (ya da iş arıyorsa) 0 Diğer
UYGULAMALAR. Normal Dağılımlılık
UYGULAMALAR EKONOMETRİYE GİRİŞ 0.01.008 1 Normal Dağılımlılık Amerika da 195-1941 yılları arasında sığır eti fiyatı ile kişi başı sığır eti tüketimi arasındaki ilişki incelenmiş ve aşağıdaki sonuç bulunmuştur.
ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV 5 (KEY)
ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV (KEY) Aşağıda verilen Y zaman sersisi bir ürünle ilgili satışları,aylar itibariyle, gösteren bir seridir. a) Bu serinin garfiğini çizip serinin taşıdığı desenleri (Trend, mevsimsellik
KIRGIZİSTAN DA ENFLASYON DİNAMİKLERİ, 1998-2006
Sosyal Bilimler Dergisi Sayı: 20 2008 KIRGIZİSTAN DA ENFLASYON DİNAMİKLERİ, 1998-2006 Arş. Gör., Cunus GANİYEV Kırgızistan-Türkiye Manas Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü
Mali Teşvikler ile Doğrudan Yabancı Sermaye Girişleri Arasındaki İlişkinin ARDL Yaklaşımı ile Analizi: Türkiye Örneği
Yönetim Bilimleri Dergisi/Journal of Administrative Sciences Cilt / Volume: 15, Sayı / N: 30, ss. / pp.:297-307, 2017 Mali Teşvikler ile Doğrudan Yabancı Sermaye Girişleri Arasındaki İlişkinin ARDL Yaklaşımı
28-30 APRIL 2015 ISTANBUL PROCEEDINGS
7 TH ATMOSPHERIC SCIENCES SYMPOSIUM 28-30 APRIL 2015 ISTANBUL PROCEEDINGS EDITORS DOÇ.DR. ALİ DENİZ BAHTİYAR EFE BİHTER DURNA PELİN CANSU ÇAVUŞ Chairs Assoc. Prof. Dr. Ali DENİZ, İstanbul Technical University
Nitel Tepki Bağlanım Modelleri
Doğrusal-Dışı Yaklaşım ve Nitel Tepki Bağlanım Modelleri Doğrusal-Dışı Yaklaşım ve Ekonometri 2 Konu 18 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) Doğrusal-Dışı Yaklaşım ve UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons
MODEL KURMA HATALARI ve VERİ SORUNLARI
MODEL KURMA HATALARI ve VERİ SORUNLARI Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 14 Ekim 2012 Ekonometri
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s. 433-457 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 14.11.2017 14.12.2017 Yrd. Doç. Dr. Alper
Number: 1 pp: Summer 2015
Number: 1 pp: 143-165 Summer 2015 BANKALARIN FİNANSAL YAPILARININ KÂRLILIKLARI ÜZERİNE ETKİLERİ: TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜ ÜZERİNE BİR UYGULAMA (1998-2015) Murat DİLMAÇ Öğ. Gör. Atatürk Üni. mdilmac@atauni.edu.tr
SESSION 4C: Sağlık Ekonomisi 471
SESSION 4C: Sağlık Ekonomisi 471 Türkiye'de Sağlık Sektörü ve Sağlık Harcamalarının Büyüme Üzerindeki Etkisinin 2000-2014 Yılları için Analizi Evaluating the Effects of Health Sector and Health Expenditures
INTERNATIONAL JOURNAL OF ECONOMIC STUDIES
INTERNATIONAL JOURNAL OF ECONOMIC STUDIES ULUSLARARASI EKONOMİK ARAŞTIRMALAR DERGİSİ September 2017, Vol:3, Issue:3 Eylül 2017, Cilt:3, Sayı:3 e-issn: 2149-8377 p-issn: 2528-9942 journal homepage: www.ekonomikarastirmalar.org
Samuelson-Balassa Hipotezi Ve Reel Döviz Kuru: Türkiye, ABD, İngiltere, Fransa Ve Almanya İçin Sınanması
Finans Politik & Ekonomik Yorumlar 2007 Cilt: 44 Sayı:509 9 Samuelson-Balassa Hipotezi Ve Reel Döviz Kuru: ürkiye, ABD, İngiltere, Fransa Ve Almanya İçin Sınanması Özet Samuelson-Balassa hipotezine göre
EŞANLI DENKLEM MODELLERİ
EŞANLI DENKLEM MODELLERİ Eşanlı denklem modelleri, tek denklemli modeller ile açıklanamayan iktisadi olayları açıklamak için kullanılan model türlerinden birisidir. Çift yönlü neden-sonuç ilişkisi söz
İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ... Örneklem Genişliğinin Elde edilmesi... 1
İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ... v 1. BÖLÜM Örneklem Genişliğinin Elde edilmesi... 1 1.1. Kitle ve Parametre... 1 1.2. Örneklem ve Tahmin Edici... 2 1.3. Basit Rastgele Örnekleme... 3 1.4. Tabakalı Rastgele Örnekleme...
ÜLKE RAPORU Eren GÜNDOĞAN
ÇİN HALK CUMHURİYETİ MADEN SEKTÖRÜ ÜLKE RAPORU Eren GÜNDOĞAN 1 İçindekiler Çin Halk Cumhuriyeti Genel Bilgiler... 3 Tablo 1: Temel Sosyal Göstergeler... 3 Çin Halk Cumhuriyeti Genel Ekonomik Göstergeler...
Regresyon. Regresyon korelasyon ile yakından ilişkilidir
Regresyon Regresyona Giriş Regresyon korelasyon ile yakından ilişkilidir Regresyon bir bağımlı değişken ile (DV) bir veya daha fazla bağımsız değişken arasındaki doğrusal ilişkiyi inceler. DV için başka
TÜRKİYE DE SOFRALIK ÜZÜM ÜRETİM ve DIŞ SATIMINA YÖNELİK PROJEKSİYONLAR VE DEĞERLENDİRMELER
TÜRKİYE DE SOFRALIK ÜZÜM ÜRETİM ve DIŞ SATIMINA YÖNELİK PROJEKSİYONLAR VE DEĞERLENDİRMELER Hülya UYSAL Nihal CAN AĞIRBAŞ Gamze SANER hulya.uysal@gthb.gov.tr ncagirbas@ogu.edu.tr gamze.saner@ege.edu.tr
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s. 445-454 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 14.09.2017 13.11.2017 Arş. Gör. Emine KARAÇAYIR
Meslek lisesi ve devlet lisesine giden N tane öğrenci olduğu ve bunların yıllık okul harcamalarına ait verilerin olduğu varsayılsın.
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ. Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN
KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN Günlük hayattan birkaç örnek Gelişim dönemindeki bir çocuğun boyu ile kilosu arasındaki ilişki Bir ailenin tükettiği günlük ekmek sayısı ile ailenin
19. BÖLÜM BİRBİRİYLE İLİŞKİLİ OLAN İKİ DEĞİŞKENDEN BİRİSİNDEKİ DEĞİŞİME GÖRE DİĞERİNİN ALACAĞI DEĞERİ YORDAMA (KESTİRME) UYGULAMA-I
19. BÖLÜM BİRBİRİYLE İLİŞKİLİ OLAN İKİ DEĞİŞKENDEN BİRİSİNDEKİ DEĞİŞİME GÖRE DİĞERİNİN ALACAĞI DEĞERİ YORDAMA (KESTİRME) UYGULAMA-I Bir dil dershanesinde öğrenciler talep ettikleri takdirde, öğretmenleriyle
SEKTÖREL AÇIDAN ENERJİNİN ARTAN ÖNEMİ: KONYA İLİ İÇİN BİR DOĞALGAZ TALEP TAHMİNİ DENEMESİ
SEKTÖREL AÇIDAN ENERJİNİN ARTAN ÖNEMİ: KONYA İLİ İÇİN BİR DOĞALGAZ TALEP TAHMİNİ DENEMESİ Orhan ÇOBAN * Ceyhun Can ÖZCAN ** ÖZET Türkiye de 1980 li yıllardan itibaren iktisadi anlamda yapısal bir değişim/dönüşüm
UHİVE.
DERGİNİN TARANDIĞI İNDEKSLER X ULUSLARARASI HAKEMLI İLETİŞİM VE EDEBİYAT ARAŞTIRMALARI DERGISI INTERNATIONAL PEER-REVIEWED JOURNAL OF COMMUNICATION AND HUMANITIES RESEARCH HASTA, HASTA YAKINI VE SAĞLIK
ALIŞTIRMA 2 GSYİH. Toplamsal Ayrıştırma Yöntemi
ALIŞTIRMA 2 GSYİH Bu çalışmamızda GSYİH serisinin toplamsal ve çarpımsal ayrıştırma yöntemine göre modellenip modellenemeyeceği incelenecektir. Seri ilk olarak toplamsal ayrıştırma yöntemine göre analiz
Excel dosyasından verileri aktarmak için Proc/Import/Read Text-Lotus-Excel menüsüne tıklanır.
ZAMAN SERİSİ MODEL Aşağıdaki anlatım sadece lisans düzeyindeki temel ekonometri bilgisine göre hazırlanmıştır. Bir akademik çalışmanın gerektirdiği birçok ön ve son testi içermemektedir. Bu dosyalar ilk
TÜRKİYE DE 1980 SONRASI SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİ YAKLAŞIMI
Marmara Üniversitesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXIII, SAYI 2 TÜRKİYE DE 1980 SONRASI SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİ YAKLAŞIMI Prof. Dr. Nurdan ASLAN 1 Ayşe Nesligül KANBUR 2 Özet Bu çalışmanın amacı, Satın
The macroeconomic effects of budget deficits in Turkey
MPRA Munich Personal RePEc Archive The macroeconomic effects of budget deficits in Turkey Faik Bilgili Erciyes University, Faculty of Economics and Administrative Sciences 1999 Online at https://mpra.ub.uni-muenchen.de/75639/
THE EFFECTIVENESS OF INTEREST RATE CORRIDOR POLICY OF THE CENTRAL BANK OF TURKISH REPUBLIC
TÜRKİYE CUMHURİYETİ MERKEZ BANKASI NIN FAİZ KORİDORU POLİTİKASININ ETKİNLİĞİ Haydar Anıl Küçükgöde 1 Özet Türkiye Cumhuriyeti Merkez Bankası (TCMB), 2010 yılının sonlarından itibaren geniş bir koridor