ZAMAN SERİSİ ANALİZİ. Ne ilginçtir ki, insanlar büyük ölçüde rassal olan şeylerde anlamlı örnekler bulmaya çalışır. Mr. Data Star Trek, 1992
|
|
- Tolga Akbaş
- 2 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 ZAMAN SERİSİ ANALİZİ Ne ilginçtir ki, insanlar büyük ölçüde rassal olan şeylerde anlamlı örnekler bulmaya çalışır. Mr. Data Star Trek, 1992
2 Zaman Serisi Analizi İçin Temel Kavramlar Durağanlık ve Durağan olmama, Autoregressive and moving average Unit roots. Dickey fuller test. Cointegration and spurious regression. Cointegration un testi.
3 Neden Zaman Serisi Analizi Amaç Serinin yapısının geçmiş değeri dikkate alınarak tanımlanması Neden Bu Model Kullanılır? Basit olması, Teorinin olmaması ya da az olması, Öngörü için kolay olması.
4 MAKRO-EKONOMETRİ Cowles Komisyonu Motivasyon: Klasik regresyonun, large scale, eş-anlı denklemler, öngörü ve kriz tahmininde yetersiz kalması, Temel olarak klasik ekonometri denklemleri getirilen eleştiriler, -Dynamic stability -Exogeneity (Lucas Kritiği)
5 ZAMAN SERİSİ VERİLERİ VE BİLEŞENLERİ Bir zaman serisi,ilgilenilen bir büyüklüğün zaman içerisinde sıralanmış ölçümlerinin bir kümesidir. Bu analizin yapılma amacı ise, gözlem kümesince temsil edilen gerçeğin anlaşılması ve zaman serisindeki değişkenlerin gelecekteki değerlerinin tahmin(forecast) edilmesidir. Zaman serileri dört bileşenden oluşur; 1.Trend(Genel Eğilim) bileşeni 2.Mevsim Bileşeni 3.Çevrimsel Bileşen 4.Düzensiz Bileşen
6 1.Trend(Genel Eğilim) Bileşeni Zaman serilerinin uzun sürede gösterdiği kararlı düşme ve yükselme durumudur. 2.Çevrimsel Bileşen Ekonomide, mevsimsel değişmeler ile ilgili olmayan dönemsel değişmelerdir. 3.Mevsimsel Bileşen Zaman serilerinde mevsimlere göre değişmeyi ifade eder. 4.Düzensiz Bileşen Diğer unsurlar gibi belirli olmayan, hata terimi ile ifade edilebilecek değişmelerdir.
7 TREND VE ÇEVRİMSEL BİLEŞEN The business cycle Potential output National output Trend output Actual output O Time
8
9
10 MEVSİMSEL BİLEŞEN
11
12
13
14
15 TOPLAMA VE ÇARPMA MODELİ X=T+S+C+I ya da X=TSCI Zaman serisini bileşenlerin toplamı ya da çarpımı olarak ele alabiliriz.
16 Box-Jenkins Yaklaşımı ve Forecasting Box-Jenkins yaklaşımı zaman serilerinin durağan olduğunu varsayar. Ancak durağan olmaması durumunda zaman serilerinin bir yada daha fazla kere farkı alınması gerekmekte ve durağanlaştırma sonucunda ARMA yapısı oluşturulur. Box-Jenkis yönteminin temeli ARIMA(p,d,q) paradigmasına dayanır., otoregresif ve hareketli ortalamaya sahip zaman serilerini incelemekte ve bu yönteme göre zaman serilerinin durağanlığı korelogram ile tespit edilmekte ve yine zaman serisinin ne tür bir süreç içerdiği de korelasyon fonksiyonları ile analiz edilmektedir.zaman serilerinde durağan olmama durumunda farkı alınarak durağanlaştırılmakta,ancak eğer yine durağanlık ile karşılaşılmaz ise bu sefer verilere yine geri dönülmektedir.ancak eğer durağanlık sağlanmış ise bu durumda model ARMA ile tahmin edilip, öngörü işlemi yapılmaktadır.
17 AR, MA ve ARMA; Autoregressive (AR) Model Bir AR modelinde, bağımlı değişken geçmişteki değerinin bir fonksiyonudur.bi çok zaman serisi verisi de bu süreci taşır. Basit bir AR modeli, Yt = β 0 + β1y t 1 + ε t Bu birinci dereceden bir otoregresif yani AR(1) modelidir.genel hali, AR(p) şeklindedir
18 AR Süreci(Process) Yt = β 0 + β1y t 1 + Yt değişkeninin bu günkü (current) değeri, b1 değeri ile ifade edilen gecikme değerine ve öngörülemez hata terimine eşittir Bu durum AR(p) süreci içinde, ε t xt = a+ a1*x(t-1) + a2*x(t-2) + a3*x(t-3) ε Şeklinde genişletebilinir..
19 AR Süreci AR süreci için bir örnek olarak, Bir limonata satıcısı olduğunuzu ve her saat beş bardak limonata sattığınızı düşünürseniz.eğer siz limonata sattığınız yeri kapatmak ve limonata bittiği için satmaktan vazgeçmek istemiyorsanız, her saat başına tükenen limonata yerine yeni limonata doldurmanız gerekir.böylece her saat beş bardak limonata satılsa da siz her zaman yerine yenisini ilave ettiğinizden siz bir kaza geçirmediğiniz sürece asla limonata satışınızda bir aksama olmaz. Bu bir otoregresif süreci tarif eder.çünkü daha az ya da daha fazla limonata satmanız şeklinde bir şok belli bir saatteki limonata seviyesini etkiler. verilebilir.
20 MOVİNG AVERAGE (MA) Eğer serinin gecikmeli hata terimi, şimdiki hata terimini etkiliyorsa hareketli ortalama süreci tanımlanır. Bir hareketli ortalama süreci, x t = e t -a 1 e t , t = 1, 2, n Şeklinde ifade edilebilir. Yukarıdaki durum, birinci dereceden bir MA sürecini yani MA(1) i tarif eder.
21 Moving Average(MA) MA süreci de, x t = e t -a 1 e t , t = 1, 2, n Hata teriminin önceki dönem değerleri ve öngörülemez hata teriminin fonksiyonudur.
22 MA Süreci Hareketli ortalama süreci için, yolda kalan kamyonları çekmek üzerenine uzmanlaşmış olan bir şirkete sahip olduğunuzu düşünürseniz,her bir yolda kalan aracın çekilmesi bir bağımsız olay olacaktır.deneyimleriniz aracın bozulduğu yere ve araca sahip olan şirketin bir tamir şirketinin tamirhanesinin olduğu yere bağlı olarak, bir aracın çekilmesi ve onun tamirhaneye götürülmesi için üç günün gerekli olduğunu göstermiştir.eğer siz yeterli çekiciye sahip olmazsanız aracın sahipleri bu işi başkasına verecektir.bir gündeki tamir edilmek için çekilmesi gerekli araç sayısı size gerekli olan çekici için bilgi vermektedir.üç gün ötesinde, bu günkü tercihler size gelecekte olanlar hakkında bir şey söylemez.bu süreç bir hareketli ortalama sürecidir örneği verilebilir.
23 ARMA VE ARIMA Seriler çoğu durumda her iki sürecide birlikte içerirler. Y t =m+a 1yt-1...a p y t-p +u t -bu t b q u t-q Şeklinde ARMA(1,1) olarak ifade edilir. ARIMA(1,0,1) ise, Serinin durağan olduğunu gösterir. BOX-JENKİS 5 AŞAMA AIC,SBC ile gecikme.
24 ARMA ve ARIMA Ulusal park yakınında bir hotele sahip olduğunuzu düşünün,hotel defteri bazı rezervasyonları içermektedir.yani, müşterilerin bazıları otelinizde bir günden daha fazla zaman harcamakta ve ayrıca müşterilerden bazıları da ulusal parkta bir haftalık tatil geçirirken aynı zamanda evlerine dönmeden önce gece kalmak için sizin otelinize gelmektedirler.belli bir günde meydana gelecek şok otelde sürekli kalan müşterileri artanbirden fazla dönem- bir şekilde etkileyecektir. Ancak bu şokun, ulusal parkta bir tatil geçirdikten sonra gece için kalmaya gelenler üstünde bir hafta sonra tek bir etkisi olacaktır
25 SERİNİN YAPISINI NASIL ANLARIZ ACF and PACF fonksiyonları yoluyla, PACF (Tepe sayısı) AR sürecini tanımlamamız, ACF(Tepe Sayısı) ise MA sürecini tanımlamamızı sağlar
26 AR y t = θy t-1 + ε t AR(1) süreci için, Otokorelasyon fonksiyonu ρ k = θ k dır. θ <1 iken durağanlık var ve geçmiş şok azalarak etkiler.
27 Source: Verbeek (2000) AR(1) with θ = 0.5 AR(1) with θ = 0.9
28 MA y t = ε t + αε t-1 MA(1) süreci, için otokorelasyon, α ρ 1 = ve ρ k = 0 (k = 2,3,4, ) 1 + α 2 MA(1) süreci için durağanlık geçerlidir.
29
30 ZAMAN SERİLERİNDE DURAĞANLIK Zaman serilerinin durağan olması olarak ifade edilen şey, zaman içinde varyansın ve ortalamanın sabit olması ve gecikmeli iki zaman periodundaki değişkenlerin kovaryansınındeğişkenler arasındaki gecikmeye bağlı olup zamana bağlı olmamasıdır. Ortalama=E(Y t )=μ Varyans=var(Y t - μ) 2 =δ 2 Kovaryans= χ k =E((Y t - μ)(y t-k - μ)
31 İki Tür Durağanlık Yaklaşımı vardır, İlki değişkenlerin dağılımının tümünün zamanda bağımsız olması anlamında strong, Diğeri de, Ortalama=E(Y t )=μ Varyans=var(Y t - μ) 2 =δ 2 Kovaryans= χ k =E((Y t - μ)(y t-k - μ) Şeklinde weak anlamda durağanlıktır.
32 Durağan Olmamanın Belirleyenleri Her hangi bir şokun etkilerinin ortadan kalkmaması ve ya değişkenlerin zaman patikalarının değişmesi, Ortalamanın tanımlanamaz ve varyansın sonsuz olması
33 TREND Zaman serisinin durağan olmaması, trend içermesi anlamına gelmektedir.oldukça uzun bir devrede ortaya çıkan ve birbirini takip eden yükseliş ve alçalış durumları açısından, uzun dönemde ortaya çıkan deterministik trend ve zaman içerisinde düzensiz(öngörülemeyen-tesadüfi) modellerde ortaya çıkan stokastik trend birbirinden farklıdır.
34 Bir seri, Birim köke sahipse böyle bir serinin stokastik(rassal) bir trende sahip olduğunu, Y t =Y t-1 + ε öte taraftan eğer birim kökü yoksa bu zaman serisi deterministik(bütünü ile öngörülebilir) bir trend izler. Y t =a+βt +ε Trendsizleştirme TSP-DSP
35 BORSA İÇİN ZAMANLA DEĞİŞİM
36 BORSADA DEĞİŞİM(Fark- Büyüme)
37 İŞ ÇEVRİMİ TEORİLERİ- RASSALYÜRÜŞ, Kalıcı ve Geçici Etki Y Y Deterministik Trend Y=a+bt t Stokastik Trend Y=Y(-1)+e t
38 DURAĞAN BİR ZAMAN SERİSİNİ NASIL ANLARIZ? Görsel Tespit Otokorelasyon Fonksiyonu (ACF) Formal Test Kullanımı: Dickey-Fuller test
39 Görsel Method (1) Eye ball the data (a) Constant mean? 12 RW (b) Constant variance? 200 var
40
41
42
43 ACF -KORELOGRAM Otokorelasyon serinin bazı değerleri ve gecikmeli değerleri arasındaki ilişkinin (correlation) boyutunu belirler.değişik zaman aralıkları(k) için bulunacak ACF(k) katsayısı değerleri ilişkilendirildiğinde, korelogram elde edilir. Σ(X t -X bar )(X t-k -X bar ) ACF(k) = Σ(X t -X bar ) 2
44 H0=(BütünACF(k) için)otokorelasyon Yok H1= (BütünACF(k) için) Otokorelayon Var Eğer korelogram değerleri güven aralığı sınırları içerisinde ise Ho red edilemez(yt ve Y arasında O.Kor. Yok),dışında kalıyorsa Ho red edilebilir. AZALMA
45 KISMİ OTOKORELASYON FONKSİYONU Kısmi korelasyon fonksiyonu gecikmeli değişkenler arasındaki ilişkiyi ifade eder. Kısmi korelasyon fonksiyonu ile korelasyon Y ve Yt-k değerleri arasındaki terimlerin etkisi çıkarılarak bulunur.
46 Q istatistiği Box-Pierce Q Ljung-BoxQ Ho red edilirse durağan değil. LB n ( n + 2 ) n m k = 1 p 2 n k k Box PierceQ n m k = 1 p 2 k
47
48
49 Durağan Olmayan Zaman Serileri Non stationary deterministic ya da stokastik trendi (birim kökü) ifade eder. AR(1 y t = θy t-1 + ε t Stationary if θ < 1 Contains a unit root if θ = 1 (ie. a random walk) Explosive if θ > 1
50 Durağanlığın Testi Dickey-Fuller test (unit root test) ΔYt = ( Yt Yt 1 ) = β 0 + β1y t 1 + t ε H H 0 1 : β = 0 1 : β < 1 0 (unit root) Y = b 0 + Y + ε I t t 1 t ΔY = Y Y = b 0 + ε I t t t 1 t (1) (0)
51 Non-stationarity: Şokların Etkisi 1) y t = φy t-1 + u t 2) y t-1 = φy t-2 + u t-1 3) y t-2 = φy t-3 + u t-2 4) y t = φ(φy t-2 + u t-1 ) + u t = φ 2 y t-2 + φu t-1 + u t 5) y t-2 : y t = φ 2 (φy t-3 + u t-2 ) + φu t-1 + u t = φ 3 y t-3 + φ 2 u t-2 + φu t-1 + u t Sonuç y t = φ T y 0 + φu t-1 + φ 2 u t-2 + φ 3 u t φ T u 0 + u t
52 1. φ<1 φ T 0 as T Şok ortadan kalkıyor, 2. φ=1 φ T =1 T Şok kalıcı, T iken Öngörü değeri sonsuza gider, 3. φ>1. y + t= y0 u t i= 0 Arttırıcı etki, çok etkili, φ>1, φ 3 >φ 2 >φ etc.
53 Detrending a Stochastically Non-stationary Series y t = μ + y t-1 + u t I(1) DSP Ve TSP y t = α + βt + u t. Δy t = y t -y t-1 L y t = y t-1 ve (1-L) y t = y t -L y t = y t -y t-1 y t -y t-1 = μ + u t Δy t = μ + u t I(0) Elde edilir.
54 Different DF tests Summary t-type test τ τ ΔY t = b 0 + βy t-1 + b 2 trend + ε t (a) Ho: β = 0 Ha: β < 0 τ μ ΔY t = b0 + βy t-1 + ε t (b) Ho: β = 0 Ha: β < 0 τ ΔY t = βy t-1 + ε t (c) Ho: β = 0 Ha: β < 0 Kritik Değerler Fuller (1976)
55 A White Noise Process
56 Random Walk and a Random Walk with Drift Random Walk Random Walk with Drift
57 Deterministic Trend
58 Different DF tests Summary F-type test Φ 3 ΔY t = b 0 + β Y t-1 + b 2 trend + ε t (a) Ho: β = b 2 =0 Ha:β 0 and/or b 2 0 Φ 1 ΔY t = b 0 + β Y t-1 + ε t (b) Ho: β = b 0 =0 Ha:β 0 and/or b 0 0 β1 parametresi sıfırdan farklı ise, ho hipotezini red edebiliriz yani seri durağandır. ADF ΔYt = b0 + β Yt-1 + θ1δyt-1 + θ2δyt-2 + θ3δyt-3 + θ4δyt-4 + ε t DW istatistiği ve Otokorelasyon giderilmesi.
59 Look at the Series Is there a Trend? Δ Yes Estimate Y = b + b t + β Y + α Δ Y + ε Δ Y = b + β Y + α Δ Y + ε t 0 2 t 1 j t j No Estimate t 0 t 1 j t j φ 3 Use to test Use φ 1 to test H 0: b0, b2, β = b0, 00, v H : b, b, β b, 00, H H : b, β = 00, v : b, β 00, Reject Reject Accept Accept Reject No Unit Root test β=0 using the t-stat. from step 1 using τ τ Accept Unit Root +Trend Reject Pure Random Walk test β=0 using the t-stat. from step 1 using τ μ Accept Normal Test procedure to determine the presence of Time trend or Drift Use φ 2 To determine if there is a drift as well Stable Series, use normal test to check the drift Random Walk + Drift
60
61
62
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
DOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELLERİ. Durağan ARIMA Modelleri: Otoregresiv Modeller AR(p) Süreci
DOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELLERİ Durağan ARIMA Modelleri: Otoregresiv Modeller AR(p) Süreci Tek Değişkenli Zaman Serisi Modelleri Ekonomik verilerin analizi ile ekonomik değişkenlerin gelecekte alabilecekleri
ZAMAN SERİSİ SÜREÇLERİ Durağan ve Durağan Olmayan Zaman Serileri
ZAMAN SERİSİ SÜREÇLERİ Durağan ve Durağan Olmayan Zaman Serileri 1 Zaman Serileri Analizi Zaman Serisi Modelleri Veri Üretme Süreci(DGP) Stokastik Süreçler Durağan Stokastik Süreçler Durağan Stokastik
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
DOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELLERİ. Durağan ARIMA Modelleri: Hareketli Ortalama Modelleri MA(q) Süreci
DOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELLERİ Durağan ARIMA Modelleri: Hareketli Ortalama Modelleri MA(q) Süreci Hareketli Ortalama Süreci:MA(q) Hareketli Ortalama sürecini yapısını ortaya koymak için önce hisse senedi
Ch. 11: Zaman Serileri Verileriyle Regresyon Analizinde Ek Konular
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri II Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 11: Zaman Serileri
2. REGRESYON ANALİZİNİN TEMEL KAVRAMLARI Tanım
2. REGRESYON ANALİZİNİN TEMEL KAVRAMLARI 2.1. Tanım Regresyon analizi, bir değişkenin başka bir veya daha fazla değişkene olan bağımlılığını inceler. Amaç, bağımlı değişkenin kitle ortalamasını, açıklayıcı
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,
Tahminleme Yöntemleri-2
PAU ENDÜSTRİ MÜHENDİSLİĞİ IENG 318 - Üretim Planlama ve Kontrolü 1 Tahminleme Yöntemleri-2 İçerik 1. Mevsimsel Değişim Bazlı Teknik 2. Box-Jenkins Modelleri 3. Tahmin Yöntemlerini Uygulamada Dikkat Edilmesi
27 Mart Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (4th ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi
ZAMAN SERİLERİ VERİLERİYLE REGRESYON ANALİZİNDE EK KONULAR Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (4th ed.) J. Wooldridge
Zaman Serileri-1. If you have to forecast, forecast often. EDGAR R. FIEDLER, American economist. IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr.
Zaman Serileri-1 If you have to forecast, forecast often. EDGAR R. FIEDLER, American economist IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören Zaman Serisi nedir? Kronolojik sırayla elde edilen verilere
9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir?
9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir? Ardışık bağımlılık sorunu, hata terimleri arasında ilişki olmadığı (E(u i,u j ) = 0, i j) varsayımının geçerli olmamasıdır.
ZAMAN SERİSİ ANALİZİ VE YAPISAL KIRILMA 1
ZAMAN SERİSİ ANALİZİ VE YAPISAL KIRILMA 1 Zaman serisi ekonometrisinde sahte regresyona neden olacak durağan olmama durumlarından sakınmak amacıyla, elimizde yer alan zaman serilerinin durağanlık açısından
AKADEMİK BAKIŞ Uluslararası Hakemli Sosyal Bilimler E-Dergisi ISSN:1694 528X Sayı: 5 Ocak 2005
ZAMAN SERİLERİNDE SAHTE REGRESYON SORUNU VE REEL KAMU HARCAMALARINA YÖNELİK BİR EKONOMETRİK MODEL UYGULAMASI Nevin UZGÖREN * Ergin UZGÖREN ** ÖZET Zaman serisi verilerine dayalı ekonometrik analizlerde
ALIŞTIRMA 1 ULUSAL SINAİ ENDEKS
ALIŞTIRMA 1 ULUSAL SINAİ ENDEKS Bu çalışmada Ulusal Sınai Endeks serisiyle ilgili analizler yapılacaktır. Öncelikle seri oluşturulur. Data dan Define Dates e girilir oradan weekly,days(5) işaretlenir ve
Tekirdağ&Ziraat&Fakültesi&Dergisi&
NamıkKemalÜniversitesi ISSN:1302*7050 TekirdağZiraatFakültesiDergisi Journal(of(Tekirdag(Agricultural(Faculty( ( ( ( ( ( ( An(International(Journal(of(all(Subjects(of(Agriculture( Cilt(/(Volume:(10Sayı(/(Number:(2(((((Yıl(/(Year:(2013
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
İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ...
İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 1.1. Regresyon Analizi... 1 1.2. Uygulama Alanları ve Veri Setleri... 2 1.3. Regresyon Analizinde Adımlar... 3 1.3.1. Problemin İfadesi... 3 1.3.2. Konu ile İlgili Potansiyel
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş Box-Jenkins Yöntemi Ekonometri 2 Konu 26 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0 Unported
Sürelerine Göre Tahmin Tipleri
Girişimcilik Bölüm 5: Talep Tahmini scebi@ktu.edu.tr 5.1. Talep Tahmini Tahmin: Gelecek olayları önceden kestirme bilim ve sanatı. İstatistiksel Tahmin: Geçmiş verileri matematiksel modellerde kullanarak
Gediz Havzası Yağışlarının Stokastik Modellemesi
Ege Üniv. Ziraat. Fak. Derg.,, ():- ISSN - Gediz Havzası Yağışlarının Stokastik Modellemesi Kıvanç TOPÇUOĞLU Gülay PAMUK Mustafa ÖZGÜREL Summary Stochastic Modelling of Gediz Basin s Precipitation In this
Zaman Serileri. IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören
Zaman Serileri IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören Zaman Serisi nedir? Kronolojik sırayla elde edilen verilere sahip değișkenlere zaman serisi adı verilmektedir. Genel olarak zaman serisi,
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
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
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,
Panel Veri ve Yatay Kesit Verisi Modelleri
Panel Veri ve Yatay Kesit Verisi Modelleri Birim Kök Testleri (Unit Root Tests) Mehtap Hisarcıklılar 1 Dickey-Fuller birim kök testi Dickey-Fuller Birim Kök Testi: ADF: Y t = ρy t 1 +ε t ρ = 1 Y t duragan
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
009 BS 400- İstatistik sonılannın cevaplanmasında gerekli olabilecek tablolar ve formüller bu kitapçığın sonunda verilmiştir. 1. şağıdakilerden hangisi doğal birimdir? l TV alıcısı Bl Trafik kazası CL
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş
Bölüm 9 Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş 9.1 Bazı Temel Kavramlar Önceki bölümlerde zaman serilerine dayanan bağlanım modellerinde verilerin durağan (stationary) olmasının önemli olduğunu söylemiştik.
Zaman Serisi Verileriyle Regresyon Analizi
Zaman Serisi Verileriyle Regresyon Analizi Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi Iktisat Bölümü Textbook: Introductory Econometrics (4th ed.) J. Wooldridge 13 Mart 2013 Ekonometri II: Zaman Serisi
ARIMA MODELLERİ KULLANILARAK YAPILAN ENERJİ TÜKETİMİ TAHMİN ÇALIŞMASI
ARIMA MODELLERİ KULLANILARAK YAPILAN ENERJİ TÜKETİMİ TAHMİN ÇALIŞMASI Mehmet KURBAN 1 Ümmühan BAŞARAN FİLİK 2 Sevil ŞENTÜRK 3 1,2 Elektrik ve Elektronik Mühendisliği Bölümü, Mühendislik-Mimarlık Fakültesi,
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
Editörler Prof.Dr. Ömer Yılmaz & Doç.Dr. Nihat Işık EKONOMETRİ
Editörler Prof.Dr. Ömer Yılmaz & Doç.Dr. Nihat Işık EKONOMETRİ Yazarlar Prof. Dr. Hüseyin Özer Prof.Dr. Murat Karagöz Doç.Dr. H. Bayram Işık Doç.Dr. Mustafa Kemal Beşer Doç.Dr. Nihat Işık Doç.Dr. Selçuk
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
Zaman Serileri Verileriyle Regresyon Analizinde Ek Konular. Durağan (Stationary) ve Durağan Olmayan (Nonstationary) Zaman Serileri
1 ZAMAN SERİLERİ VERİLERİYLE REGRESYON ANALİZİNDE EK KONULAR Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (4th ed.) J. Wooldridge
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş Durağanlık ve Durağan-Dışılık Ekonometri 2 Konu 24 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike
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
FARKLI YÖNTEMLERLE TAHMİN EDİLEN POTANSİYEL ÜRETİM VE ÜRETİM AÇIĞININ KARŞILAŞTIRILMASI : TÜRKİYE ÖRNEĞİ
FARKLI YÖNTEMLERLE TAHMİN EDİLEN POTANSİYEL ÜRETİM VE ÜRETİM AÇIĞININ KARŞILAŞTIRILMASI : TÜRKİYE ÖRNEĞİ Ahmet DEMİR (*) 1. Giriş Ekonomi politikalarının önemli değişkenlerinden birisi olan üretim açığı
Stokastik Modellerle Rüzgar Hızı Tahmini; Karabük Örneği
Stokastik Modellerle Rüzgar Hızı Tahmini; Karabük Örneği Bayram KÖSE 1, Ziyaddin RECEBLİ 2, Mehmet ÖZKAYMAK 2 1 Öğr. Gör., Eskipazar Meslek Yüksek Okulu, Karabük Üniversitesi, Karabük, Türkiye 2 Doç. Dr.,
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
Türkiye de Tavuk Yumurtası Mevcut Durumu ve Üretim Öngörüsü
Türkiye de Tavuk Yumurtası Mevcut Durumu ve Üretim Öngörüsü Zehra ÇİÇEKGİL Ebru YAZICI Öz Tavuk yumurtası insan beslenmesi açısından değerli bir gıda maddesidir. Türkiye de yumurta sektörü, son yıllarda
ZAMAN SERİ ANALİZİNDE TEMEL KAVRAMLAR
ZAMAN SERİ ANALİZİNDE TEMEL KAVRAMLAR 1 KAVRAMLAR Öngörü: Gelecek olayları ya da koşulları tahmin etmeye öngörü denir. Karar verme sürecinde vazgeçilmez bir unsurdur. Nitel(kalitatif) Yöntemler: Öngörü
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
Appendix B: Olasılık ve Dağılım Teorisi
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix B: Olasılık ve Dağılım
YTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix B: Olasılık ve Dağılım Teorisi
YTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix B: Olasılık ve Dağılım Teorisi
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
İstatistik ve Olasılık
İstatistik ve Olasılık KORELASYON ve REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. İrfan KAYMAZ Tanım Bir değişkenin değerinin diğer değişkendeki veya değişkenlerdeki değişimlere bağlı olarak nasıl etkilendiğinin istatistiksel
7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla.
7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla. Kaynak: TÜĐK dönemler gayri safi yurt içi hasıla düzeyi 1987-1 8680793 1987-2 9929354 1987-3 13560135 1987-4
T.C. İNÖNÜ ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ
T.C. İNÖNÜ ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ASİMETRİK NEDENSELLİK TESTİ VE İHRACAT- EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA YÜKSEK LİSANS TEZİ DANIŞMAN HAZIRLAYAN YRD.DOÇ.DR.FATMA ZEREN A.KÜBRA
Ders Planı: - Talep Yapıları. - Tahmin Etmede Önemli Kararlar. - Yargısal Yöntemler. - Nedensel Yöntemler: Doğrusal Regresyon
Ders Planı: - Talep Yapıları - Tahmin Etmede Önemli Kararlar - Yargısal Yöntemler - Nedensel Yöntemler: Doğrusal Regresyon - Zaman Serisi Yöntemleri - Zaman Serisi Yönteminin Seçimi - Çoklu Tekniklerin
Tahminleme Yöntemleri
PAU ENDÜSTRİ MÜHENDİSLİĞİ IENG 318 - Üretim Planlama ve Kontrolü Tahminleme Yöntemleri 2012-2013 Bahar Yarıyılı 1 İçerik 1. Talep Tahmini Kavramı 2. Talep Tahminlerinin Kullanım Yeri 3. Talep Tahmin Modelleri
BÖLÜM 3 KURAMSAL ÇATI VE HİPOTEZ GELİŞ
BÖLÜM 3 KURAMSAL ÇATI VE HİPOTEZ GELİŞ İŞTİRME Araştırma rma SüreciS 1.Gözlem Genel araştırma alanı 3.Sorunun Belirlenmesi Sorun taslağının hazırlanması 4.Kuramsal Çatı Değişkenlerin açıkça saptanması
Paper prepared for the EY International Congress on Economics II "EUROPE AND GLOBAL ECONOMIC REBALANCING" Ankara, November 5-6, 2015
Paper ID Number: 239 Paper prepared for the EY International Congress on Economics II "EUROPE AND GLOBAL ECONOMIC REBALANCING" Ankara, November 5-6, 2015 Gazi University Department of Economics Türkiye
Kukla Değişkenlerle Bağlanım. Ekonometri 1 Konu 30 Sürüm 2,0 (Ekim 2011)
Kukla Değişkenlerle Bağlanım Kukla Değişkenlere İlişkin Konular Ekonometri 1 Konu 30 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0
TÜRKİYE YE GELEN YABANCI TURİST SAYISI, AMERİKAN DOLARI KURU VE EKONOMİK KRİZ YILLARI ARASINDA BİR GRANGER NEDENSELLİK İLİŞKİSİ ANALİZİ
Ekonomik ve Sosyal Araştırmalar Dergisi, Güz 2013, Cilt:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:233-249 TÜRKİYE YE GELEN YABANCI TURİST SAYISI, AMERİKAN DOLARI KURU VE EKONOMİK KRİZ YILLARI ARASINDA BİR GRANGER NEDENSELLİK
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
ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ YÜKSEK LİSANS TEZİ TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME İLE ENERJİ HARCAMALARI ARASINDAKİ İLİŞKİ.
ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ YÜKSEK LİSANS TEZİ TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME İLE ENERJİ HARCAMALARI ARASINDAKİ İLİŞKİ Seyhan TETİK İSTATİSTİK ANABİLİM DALI ANKARA 2011 Her hakkı saklıdır ÖZET
İSTATİSTİKSEL VERİ ANALİZİ
İSTATİSTİKSEL VERİ ANALİZİ Prof. Dr. Gül ERGÜN Hacettepe Üniversitesi Kasım 2013 İstatistik Nedir? İSTATİSTİK Belirli bir konuda toplanan sayısal değerlerdir. Buna göre, 2012 yılında Türkiye de kayıtlı
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
İçindekiler. Ön Söz... xiii
İçindekiler Ön Söz.................................................... xiii Bölüm 1 İstatistiğe Giriş....................................... 1 1.1 Giriş......................................................1
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
3. TAHMİN En Küçük Kareler (EKK) Yöntemi 1
3. TAHMİN 3.1. En Küçük Kareler (EKK) Yöntemi 1 En Küçük Kareler (EKK) yöntemi, regresyon çözümlemesinde en yaygın olarak kullanılan, daha sonra ele alınacak bazı varsayımlar altında çok aranan istatistiki
DÖVİZ KURUNDAN FİYATLARA GEÇİŞ ETKİSİNİN GRANGER NEDENSELLİK TESTİ İLE İNCELENMESİ TÜRKİYE ÖRNEĞİ
DÖVİZ KURUNDAN FİYATLARA GEÇİŞ ETKİSİNİN GRANGER NEDENSELLİK TESTİ İLE İNCELENMESİ TÜRKİYE ÖRNEĞİ Öğr. Gör. Emrah TÜRK * & Ögr. Gör. Ahmet Turan ÇETİNKAYA ** Öz Ticari engellerin ortadan kalktığı, yeni
DİNAMİK PANEL VERİ MODELLERİ. FYT Panel Veri Ekonometrisi 1
DİNAMİK PANEL VERİ MODELLERİ FYT Panel Veri Ekonometrisi 1 Dinamik panel veri modeli (tek gecikme için) aşağıdaki gibi gösterilebilir; y it y it 1 x v it ' it i Gecikmeli bağımlı değişkenden başka açıklayıcı
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
AN APPLICATION TO EXAMINE THE RELATIONSHIP BETWEEN REIT INDEX AND SOME FIRM SPECIFIC VARIABLES.
FİRMAYA ÖZGÜ DEĞİŞKENLERLE GAYRİMENKUL YATIRIM ORTAKLIKLARI (GYO) GETİRİSİ ARASINDAKİ İLİŞKİYİ İNCELEMEYE YÖNELİK BİR UYGULAMA 1 Cumhur ŞAHİN Arş. Grv., Bilecik Şeyh Edebali Üniversitesi, İİBF, İşletme
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
Gazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cilt: 1, No/Sayı: 1, 2014
Mevsimsel Birim Kök Testleri: Türkiye Sanayi Üretim Endeksi Üzerine Bir Uygulama Keziban TEKİN Türkiye İstatistik Kurumu, Ankara e-posta: kezibantekin@gmail.com Yılmaz AKDİ Ankara Üniversitesi, Fen Fakültesi,
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
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,
ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ YÜKSEK LİSANS TEZİ TÜRKİYE DE YATIRIM ARAÇLARININ GETİRİLERİNİN MODELLENMESİ ÜZERİNE UYGULAMA ÇALIŞMASI
ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ YÜKSEK LİSANS TEZİ TÜRKİYE DE YATIRIM ARAÇLARININ GETİRİLERİNİN MODELLENMESİ ÜZERİNE UYGULAMA ÇALIŞMASI Sezin CANBULAT İSTATİSTİK ANABİLİM DALI ANKARA 2009 Her
Prof. Dr. Özkan ÜNVER Prof. Dr. Hamza GAMGAM Doç. Dr. Bülent ALTUNKAYNAK SPSS UYGULAMALI TEMEL İSTATİSTİK YÖNTEMLER
Prof. Dr. Özkan ÜNVER Prof. Dr. Hamza GAMGAM Doç. Dr. Bülent ALTUNKAYNAK SPSS UYGULAMALI TEMEL İSTATİSTİK YÖNTEMLER Gözden Geçirilmiş ve Genişletilmiş 8. Baskı Frekans Dağılımları Varyans Analizi Merkezsel
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
YTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix C: İstatistiksel Çıkarsama Doç.
Sibel DUMAN ATAN 1 Zeynel Abidin ÖZDEMİR 2 Murat ATAN 3. Weak Efficiency on the Stock Exchange Market: An Empirical Study on ISE
Cilt:24, Sayı:2, Yıl:2009, ss.33-48 Hisse Senedi Piyasasında Zayıf Formda Etkinlik: İMKB Üzerine Ampirik Bir Çalışma Sibel DUMAN ATAN 1 Zeynel Abidin ÖZDEMİR 2 Murat ATAN 3 Alınma Tarihi: Eylül.2007, Kabul
YAPAY SİNİR AĞI KULLANARAK DEPREM EĞİLİMİNİN KESTİRİMİ. Umut FIRAT
YAPAY SİNİR AĞI KULLANARAK DEPREM EĞİLİMİNİN KESTİRİMİ Umut FIRAT ufirat@yahoo.com Öz: Depremler yeryüzünde en çok yıkıma neden olan doğal afetlerdir. Bu durum, depremlerin önceden tahmin edilmesi fikrini
*Yazışılan yazar e-posta: Alınış: 05 Mayıs 2014, Kabul: 17 Temmuz 2014
Toprak Radon ( 222 Rn) Gazı Anomalilerinin ARIMA Analizi Miraç Kamışlıoğlu 1,*, Fatih Külahcı 1, Seçil Niksarlıoğlu 1 1 Fırat Üniversitesi, Fen Fakültesi, Fizik Bölümü,23119, Elazığ, Türkiye *Yazışılan
ISTATISTIK VE OLASILIK SINAVI EKİM 2016 WEB SORULARI
SORU- 1 : ISTATISTIK VE OLASILIK SINAVI EKİM 2016 WEB SORULARI X ve Y birbirinden bağımsız iki rasgele değişken olmak üzere, sırasıyla aşağıdaki moment çıkaran fonksiyonlarına sahiptir: 2 2 M () t = e,
Endüstri Mühendisliğine Giriş
Endüstri Mühendisliğine Giriş 5 ve 19 Aralık 2012, Şişli-Ayazağa, İstanbul, Türkiye. Yard. Doç. Dr. Kamil Erkan Kabak Endüstri Mühendisliği Bölümü,, Şişli-Ayazağa, İstanbul, Türkiye erkankabak@beykent.edu.tr
Durağan Olmayan Zaman Serilerinde Alternatif Tahmin Yöntemlerinin Karşılaştırmalı Olarak İncelenmesi: Pamuk Fiyat Analizi
Atatürk Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi 2015 19 (2): 401-421 Durağan Olmayan Zaman Serilerinde Alternatif Tahmin Yöntemlerinin Karşılaştırmalı Olarak İncelenmesi: Pamuk Fiyat Analizi Levent
DÖVİZ KURU DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ
Fırat Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Fırat University Journal of Social Science Cilt: 15, Sayı: 2, Sayfa: 219-228, ELAZIĞ-2005 DÖVİZ KURU DIŞ TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Exchange Rate Foreign
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:
Rastgele Süreçler. Rastgele süreç konsepti (Ensemble) Örnek Fonksiyonlar. deney. Zaman (sürekli veya kesikli) Ensemble.
1 Rastgele Süreçler Olasılık taması Rastgele Deney Çıktı Örnek Uzay, S (s) Zamanın Fonksiy onu (t, s) Olayları Tanımla Rastgele süreç konsepti (Ensemble) deney (t,s 1 ) 1 t Örnek Fonksiyonlar (t,s ) t
DODURGA BARAJINA GİREN SU MİKTARININ BOX-JENKINS TEKNİĞİ İLE MODELLENMESİ
Eskişehir Osmangazi Üniversitesi Müh.Mim.Fak.Dergisi C.XX, S.1, 27 Eng&Arch.Fac. Eskişehir Osmangazi University, Vol..XX, No:1, 27 Makalenin Geliş Tarihi : 2.2.26 Makalenin Kabul Tarihi : 27.1.26 DODURGA
Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ www.dergipark.gov.tr/turkjans Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi Ergün ŞİMŞEK Amasya Üniversitesi Amasya
Türkiye de Ar-Ge, Patent ve Ekonomik Büyüme İlişkisi ( )
B.E.A. TÜRKİYE DE AR-GE, PATENT VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ (1970-2012) YALOVA SOSYAL BİLİMLER DERGİSİ 127 Türkiye de Ar-Ge, Patent ve Ekonomik Büyüme İlişkisi (1970-2012) Mehmet KARAKAŞ 1* Mehmet ADAK
ANADOLU ÜNİVERSİTESİ REGRESYON KATSAYILARININ GÜVEN ARALIĞI = + REGRESYON KATSAYILARININ GÜVEN ARALIĞI
ANADOLU ÜNİVERSİTESİ Deney Tasarımı ve Regresyon Analizi Regresyonda Güven Aralıkları ve Hipotez Testleri Doç. Dr. Nihal ERGİNEL-2015 REGRESYON KATSAYILARININ GÜVEN ARALIĞI + in güven aralığı : i-) n 30
Dr. Ünzüle KURT Ardahan Üniversitesi, Iktisadi Ve Idari Bilimler Fakültesi,
ISSN: 2149-9225 Yıl: 2, Sayı: 6, Aralık 2016, s. 178-186 Dr. Ünzüle KURT Ardahan Üniversitesi, Iktisadi Ve Idari Bilimler Fakültesi, unzulekurt@ardahan.edu.tr TÜRKİYE EKONOMİSİNDE DÖVİZ KURU VE POLİTİK
ise, genel bir eğilim (trend) gösteriyorsa bu seriye uygun doğru ya da eğriyi bulmaya çalışırız. Trend orta-uzun dönemde her iniş, çokışı
Trend Analizi Eğer zaman serisi i rastgele dağılmış ğ değil ise, genel bir eğilim (trend) gösteriyorsa bu seriye uygun doğru ya da eğriyi bulmaya çalışırız. Trend orta-uzun dönemde her iniş, çokışı yansıtmayacak,
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,
ISSN : 1308-7444 abdullahtakim@gmail.com 2010 www.newwsa.com Bartin-Turkey
ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2010, Volume: 5, Number: 2, Article Number: 3C0037 SOCIAL SCIENCES Received: December 2009 Accepted: March 2010 Abdullah Takım Series : 3C Bartin
SEÇİLMİŞ ÜLKELERE GÖRE TÜRKİYE NİN TURİZM TALEBİ
Ekonometri ve İstatistik Sayı:19 2013 38-58 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ SEÇİLMİŞ ÜLKELERE GÖRE TÜRKİYE NİN TURİZM TALEBİ Mahmut ZORTUK * Seyhat BAYRAK ** Özet
TÜRK İMALAT SANAYİİ NDE UZUN DÖNEM ÜCRET-FİYAT-İSTİHDAM İLİŞKİLERİNİN EKONOMETRİK OLARAK İNCELENMESİ. Kıvılcım METİN* Şenay ÜÇDOĞRUK** ÖZET
TÜRK İMALAT SANAYİİ NDE UZUN DÖNEM ÜCRET-FİYAT-İSTİHDAM İLİŞKİLERİNİN EKONOMETRİK OLARAK İNCELENMESİ Kıvılcım METİN* Şenay ÜÇDOĞRUK** ÖZET Bu çalışmada 1962-1992 yılları arasında Türk İmalat Sanayiinde
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş
Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş Yöney Özbağlanım Modeli Ekonometri 2 Konu 27 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0 Unported
15.433 YATIRIM. Ders 2: Menkul Kıymetler ve Wall Street de Rassal Yürüyüş. Bahar 2003
15.433 YATIRIM Ders 2: Menkul Kıymetler ve Wall Street de Rassal Yürüyüş Bahar 2003 İçerik Olasılık Teorisi Olasılık dağılımlarının kısa bir gözden geçirmesi Rassal olayları normal olaylarla değerlendirmek
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
TÜRKİYE DE BAZI TEMEL GIDA FİYATLARI İÇİN YAPAY SİNİR AĞLARI VE ZAMAN SERİSİ TAHMİN MODELLERİNİN KARŞILAŞTIRMALI ANALİZİ *
TÜRKİYE DE BAZI TEMEL GIDA FİYATLARI İÇİN YAPAY SİNİR AĞLARI VE ZAMAN SERİSİ TAHMİN MODELLERİNİN KARŞILAŞTIRMALI ANALİZİ * Makale Gönderim Tarihi: 2.2.205 Yayına Kabul Tarihi: 09.05.206 İrfan ERTUĞRUL
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
MIT OpenCourseWare http://ocw.mit.edu. 14.30 Ekonomide İstatistiksel Yöntemlere Giriş Bahar 2009
MIT OpenCourseWare http://ocw.mit.edu 14.30 Ekonomide İstatistiksel Yöntemlere Giriş Bahar 2009 Bu materyale atıfta bulunmak ve kullanım koşulları için http://ocw.mit.edu/terms sayfasını ziyaret ediniz.