A EKONOMETRİ. n iken de aynı sonuç geçerliyse, β hangi. A) β nın sabit olması. D) Xβ nın normal dağılımlı olması. E) n olması. dur?

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "A EKONOMETRİ. n iken de aynı sonuç geçerliyse, β hangi. A) β nın sabit olması. D) Xβ nın normal dağılımlı olması. E) n olması. dur?"

Transkript

1 EKONOMETRİ KPSS-AB-PÖ/ SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE β β β ( ) Y i = 1 + x + + i k x ik+ u i i = 1,, n denkleminin matrislerle ifadesi Y = X + u dur. Y( nx1 ), β ( kx1 ), X( nxk) ve β u nx1 boyutludur ve işareti tahmini gösterir. n, tahminde kullanılan veri (örneklem) sayısıdır. (EKK: En Küçük Kareler) 3. β nın tahmin edicisi (estimator) β için, küçük örneklemde Ε β β sonucu geçerlidir. n iken de aynı sonuç geçerliyse, β hangi iki özelliği sağlamaz? A) Doğrusallık (linearity) ve yeterlilik (sufficiency) B) Doğrusallık ve sapmasızlık (unbiasedness) C) Sapmasızlık ve etkinlik (efficiency) D) Asimtotik sapmasızlık ve asimtotik etkinlik E) Sapmasızlık ve tutarlılık (consistency) 1. EKK tahmin edicisinin amacı aşağıdakilerden hangisini en küçük yapmaktır? A) Her bir u i B) u Y C) Her bir D) u i i i u i 4. β nın EKK tahmin edicisi β nın normal dağılımlı olabilmesi için aşağıdakilerden hangisi geçerli olmalıdır? A) β nın sabit olması B) Hata terimleri u nun normal dağılımlı olması C) Açıklayıcı değişkenler X in normal dağılımlı olması D) Xβ nın normal dağılımlı olması E) u i E) n olması. Aşağıdaki koşulların hangisinde sonucu geçerlidir? A) X her örneklemde aynı değeri alır. = E X i u i 0 B) X, Y ile eşanlı (simultaneous) ilişkisi olan bir değişkendir. C) Denklemin matematiksel kalıbı doğru değildir. D) X de ölçme hatası vardır. E) Denklemde bazı gerekli değişkenler yer almamıştır. n n u σ u = ui /n-k ve σ = ui /n; σ u nun iki tahmin edicisi ise, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğru- dur? A) σ u sapmasız, σ u sapmalı tahmin edicidir. B) Her ikisi de sapmalı tahmin edicilerdir. C) σ u tutarsız, σ u tutarlı tahmin edicidir. D) Her ikisi de tutarsız tahmin edicilerdir. E) σ u büyük örneklem, σ u küçük örneklem ile tahminde kullanılır. 7

2 6. β nın EKK tahmin edicilerinin sapmasız ve etkin olması için aşağıdaki varsayımlardan hangisi ge- rekli değildir? ( i = 1,, n ve j = 1,, n dir. ) A) i σu σu Eu = ; bir sabittir. B) Euu ( i j) = 0'dır. KPSS-AB-PÖ/ Denkleme y t değişkeni eklenerek X = β + β y + β y + β y + β k + β k + u t 1 t 3 t 1 4 t 5 t 1 6 t t denklemi tahmin edilmiş ve H 0 : β 4 = 0 hipotezi için t değeri = 0,68 hesaplanmıştır. İlk denkleminkilere göre ikinci denklemin R değerleri nasıl değişir? R ve C) u i normal dağılmıştır. R R D) Eu ( i ) E) E( Xu i i) = 0'dır. = 0'dır. A) Azalır Artar B) Artar Değişmez C) Artar Artar D) Değişmez Artar E) Artar Azalır SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE xt = β1+ βyt + β3yt 1+ β4kt 1+ β 5kt + ut denkleminde x reel ihracatta % değişme, y reel yatırımda % değişme ve k reel kurda % değişmedir. Aşağıda bu denklemin Türkiye ekonomisi verileri ile EKK yöntemi kullanılarak tahmin sonuçları verilmiştir. Parantez içindekiler katsayı standart hatalarıdır. (% 5 an- lamlılık düzeyinde tablo değerleri; t 68,0.05 =,00, 4 68,0.05 χ t = 1,67, = 5,99,F = 3,15,F =,53'tür.) x = 0, ,77y + 0,556y 0,607k 0,15k t t t 1 t 1 t ( 0,011) ( 0,070) ( 0,069) ( 0,148) ( 0,150) i 1 n = 73; u = 0,585; R = 0,566; DW =,145; Jarque Bera (Ki kare) = 0,478; Ramsey RESET( Üssel Değişken, F) = 6,79 9. H 0 : β = 0 ve H 0 : β 5 = 0 hipotezlerinin % 5 anlamlılık düzeyinde sınama sonuçları nedir? A) H 0 : β = 0 kabul, çünkü 0,070 <,00 ; H 0 : β 5 = 0 kabul, çünkü 0,150 <,00 B) H 0 : β = 0 kabul, çünkü 0,77 <,00 ; β kabul, çünkü 0,15 <,00 H 0 : 5 = 0 H : β = 0 ret, çünkü 3,96 > 1,67 ; C) 0 H : β = 0 kabul, çünkü 1, 433 < 1, si; R nin değeri kaç- 7. Denklemin düzeltilmiş tır? R H : β = 0 ret, çünkü 3,96 >,00 ; D) 0 H : β = 0 kabul, çünkü 1, 433 <, H : β = 0 ret, çünkü,145 > 1,67 ; E) 0 H : β = 0 ret, çünkü,145 > 1, A) 0,434 B) 0,540 C) 0,666 D) 0,744 E) 0,814 8

3 10. Hipotez sınamalarında sık kullanılan t dağılımlı ve F dağılımlı değişkenlerle ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi yanlıştır? KPSS-AB-PÖ/ Bu denklemler EKK yöntemi ile tahmin edildikten sonra, aşağıdaki hipotezlerden hangisi için hangi dağılım tablosu kullanılarak sınama yapılabilir? A) t dağılımlı değişken eksi değerler alabilirken, F dağılımlı değişken eksi değerler alamaz. A) H 0 : 4 5 = 0 için β β χ dağılım tablosu B) t dağılımlı değişken, payında normal dağılımlı, paydasında Ki-kare dağılımlı iki değişken olan bir orandır; F dağılımlı değişken, hem payında hem de paydasında Ki-kare dağılımlı değişken olan bir orandır. C) t dağılımlı değişken, hem payında hem de paydasında Ki-kare dağılımlı değişken olan bir orandır; F dağılımlı değişken Ki-kare dağılımlı değişkenlerin toplamından oluşur. H : β = β = 0 için F dağılım tablosu B) H : β = 0 ve H : β = 0 için t dağılım tablosu C) H : β = β = 0 için t dağılım tablosu D) H : β + β = 0 için F dağılım tablosu E) D) F dağılımlı değişken t dağılımlı değişkenin karesi olarak ifade edilebilir. E) F dağılımlı değişkenin pay ve paydası için olmak üzere iki serbestlik derecesi (degrees of freedom) vardır; t dağılımlı değişkenin sadece paydası için olmak üzere bir serbestlik derecesi vardır. 1. EKK ile tahminlerinden sonra, denklem I. için uıi ve R ı, denklem II. için uııi ve Rıı elde edilmişse, aşağıdaki eşitliklerden hangisi geçerlidir? A) nrı = nrıı B) u ııi/n 3 = u ııi/n VE 1. SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE i = β1+ β i + β 3 i3 + i ı I. Y X X u, R i = β1+ β i + β3 i3 + β4 i4 + β 5 i5 + i ıı II. Y X X X X v, R I. sınırlanmış (restricted), II. sınırlanmamış (unrestricted) denklemdir. C) D) E) uıi u ııi / Rıı R ı / = u ııi /n 5 1 R ıı /n 5 uııi uıi n 3 Rıı R ı /n 3 = u/n ıi 5 1 R ıı /n 5 uıi u ııi / R ıı / = u/n ıi 5 1 R ı /n 5 9

4 13. VE 14. SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE I. Y = β + β X + β S + β S + β S + β S + u t 1 t t II. Y = β + β X + β D + β D + β S + u i 1 i t III. Y = β + β X + β S + β S + β S + β D X + u t 1 t t t Bu denklemler, döneminin üç-aylık (çeyrek yıllık) 64 zaman serisi verisi ile tahmin edilecektir. S 1 birinci üç-aylarda 1 diğer üç-aylarda 0, S ikinci üç-aylarda 1 diğer üç-aylarda 0, S 3 üçüncü üç-aylar- KPSS-AB-PÖ/ Yukarıdaki denklemler, sabit terim olmadan, aşağıdaki gibi ifade edilmişlerdir. I. Y = β X + β S + β S + β S + β S + u t t t II. Y = β X + β D + β D + β S + u i i t III. Y = β X + β S + β S + β S + β D X + u t t t t Bu değiştirilmiş denklemlerden hangileri EKK ile tahmin edilebilir? A) Yalnız I. B) I. ve II. C) I. ve III. D) II. ve III. E) I., II. ve III. da 1 diğer üç-aylarda 0, S 4 dördüncü üç-aylarda 1 diğer üç-aylarda 0 değerlerini alan mevsimlik sabit kukla (dummy) değişkenlerdir. D ve öncesi 1, 000 sonrasında 0; D 000 ve öncesinde 0, 000 sonrasında 1 değerini alan sabit kukla değişkenlerdir. D X eğim kukla değişkenidir.) ( 1 t 13. Bu denklemlerden hangileri kukla değişken tuzağı nedeniyle EKK ile tahmin edilemez? A) Yalnız III. B) I. ve II. C) I. ve III. D) II. ve III. E) I., II. ve III. 10

5 15. VE 16. SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE x = β + β y + β y + β k + β k + β S y + β S + u t 1 t 3 t 1 4 t 1 5 t 6 1 t 7 1 t denkleminde, x reel ihracatta % değişme, y reel yatırımda % değişme ve k reel kurda % değişme, S 1 birinci üç-aylarda 1, diğer üç-aylarda 0 değerini alan mevsimlik sabit kukladır. Aşağıda bu denklemin 1987:1-005:4 dönemi için Türkiye ekonomisi üç-aylık verileri ile EKK yöntemi kullanılarak tahmin sonuçları verilmiştir. Parantez içindekiler katsayı tahminlerinin p-değerleridir. (% 5 anlamlılık düzeyinde tablo değerleri; 4 68, t = 1,67, χ () = 5,99 ve F =,53) x = 0, ,339y + 0,65y 0,46k (0,000) (0,000) (0,003) (0,0011) t t 1 t 1 0,109k 0,143(S y ) 0,138S (0,4198) (0,0671) (0,000) t 1 t 1 n = 73; ui = 0,49; R = 0,68; R = 0,653; DW1 =,66 KPSS-AB-PÖ/ Bu sonuçlara göre x in 007: dönemi öngörüsü x 007: rudur? için aşağıdaki ifadelerden hangisi doğ- A) x 007: = 0,055 0, ,339y 007: + 0,65y 007:1 0,46k 0,109k 007:1 006:4 x 007: = 0, ,339 0,143 y + 0,65y 0,46k 0,109k B) 007: 007:1 007:1 006:4 C) x 007: = 0, ,339y007: + 0,65y 007:1 0,46k 0,109k 007:1 006:4 x 007: = 0,055 0, ,339 0,143 y + 0,65y 0,46k 0,109k D) 007: 007:1 007:1 006:4 x 007: = 0,339 0, ,055 0,138 y + 0,65y 0,46k 0,109k E) 007: 007:1 007:1 006:4 15. Bu sonuçlara göre aşağıdaki ifadelerden hangisi yanlıştır? A) Sabit terimin tahmini, birinci üç-aylarda 0,055-0,138, diğer üç-aylarda 0,055 tir. B) Sabit terim t döneminde % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde, birinci üç-aylarda diğer üç-aylardan farklıdır. C) Yatırımın t döneminde ihracata etkisinin tahmini, birinci üç-aylarda 0,339-0,143 puan, diğer üçaylarda 0,339 puandır. D) Yatırımın t döneminde ihracata etkisinin tahmini, birinci üç-aylarda 0,339-0,143+0,055-0,138 puan, diğer üç-aylarda 0,339+0,055 puandır. E) Yatırımın t döneminde ihracata birinci üç-aylarda diğer üç-aylara göre % 1 anlamlılık düzeyinde, farklı bir etkisi olmamıştır. 11

6 = β + β + + β + denklemindeki hata terimi ut de birinci sıra artı işaretli içsel bağıntı varsa ve bu bir tanımlama (specification) hatasından kaynaklanıyorsa en doğru çözüm aşağıdakilerden hangisidir? 17. Yt 1 Xt kxtk ut A) İçsel bağıntı, iki açıklayıcı değişken X ti ve X tj arasındaki ilişkiden kaynaklanmış olabilir. Bu değişkenlerden birisi denklemden çıkarılmalıdır. B) Denklem, bir Genelleştirilmiş En Küçük Kareler (GEKK) (Generalized Least Squares) yöntemi olan Aşamalı Durbin yöntemi ile tahmin edilir. C) Denklem, bir GEKK yöntemi olan Cochrane Orcutt yineleme yöntemi ile tahmin edilir. D) Denkleme eksik kaldığı düşünülen değişkenler eklenir veya denklemin matematiksel biçimi (functional form) değiştirilir. E) Denklem, birinci farkı alındıktan sonra Maksimum Olabilirlik (Maximum Likelihood) yöntemi ile tahmin edilir. KPSS-AB-PÖ/ Hata terimi u t birinci sıra içsel bağıntılıdır, ancak varyansı sabittir. e t ise ideal tüm varsayımları sağlayan u t ile ilişkisiz bir başka hata terimidir; ut =ρ ut 1+ et dir. Bu bilgilere göre Cov ( u t, ut ) nedir? A) Var ( u t ) + Var ( e t ) B) ρ Var ( u t ) + Var ( e t ) C) ρ { Var ( u t ) + Var ( t ) D) ρ Var ( u t ) E) ρ Var u t e } 0.. SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE x = β + β y + β y + β k + β k + u denklemi t 1 t 3 t 1 4 t 1 5 t t Türkiye ekonomisi üç-aylık verileri ile EKK yöntemi kullanılarak tahmin edilmiştir. Parantez içindeki değerler katsayı tahminleri için p-değerleridir. (% 5 an- = β + β + + β + denklemindeki hata terimi ut de içsel bağıntı varsa ve bu bir tanımlama hatasından kaynaklanıyorsa EKK tahmin edicileri nasıl etkilenir? 18. Yt 1 Xt kxtk ut A) Sapmalı ve tutarsızdırlar. B) Sapmalı fakat tutarlıdırlar. C) Sapmasız ve tutarlıdırlar. D) Sapmasız fakat etkin değildirler. E) Asimtotik sapmasız ve asimtotik etkindirler. lamlılık düzeyinde tablo değerleri, t 68, 0.05 =,00, 68, t = 1,67, χ = 5,99, F =,53, Durbin- Watson alt sınır dl = 1,494, üst sınır du = 1,735 ) x = 0, ,77y + 0,556y 0,607k 0,15k (0,17) (0,000) (0,000) (0,000) (0,158) t t 1 t 1 t i 1 n = 73; u = 0,585; R = 0,566; DW =,145; Jarque-Bera (Ki-kare) = 0, 478 Breusch-Godfrey (İçsel Bağıntı, Gecikme,F) = 7,49 Breusch-Godfrey (İçsel Bağıntı, Gecikme, Kikare) = 13,50 White (Ki-kare) 11,69 = ; ARCH (Ki-kare, 4 Gecikme) 1,679 = 1

7 0. Bu denklemde 1. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini DW 1 istatistiği ile sınama konusunda aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur? A) % 5 anlamlılık düzeyinde bu hipotez kabul edilir. B) % 5 anlamlılık düzeyinde bu hipotez reddedilir. C) % 5 anlamlılık düzeyinde DW 1 değeri 1. belirsizlik alanına düştüğünden bu hipotez için karar verilemez. D) % 5 anlamlılık düzeyinde DW 1 değeri. belirsizlik alanına düştüğünden bu hipotez için karar verilemez. E) Gecikmeli değişkenler y t 1, kt 1ve kt nedeniyle bu hipotezi DW 1 istatistiğiyle sınamak uygun değildir. KPSS-AB-PÖ/007. Yukarıdaki denkleme ek olarak, şu iki denklem de tahmin edilmiştir: I. ut = 0,0005 0,0014yt + 0,0003yt 1 0,0007kt 1 + 0,0011k t, R = 0,001 II. ut = 0,0007 0,054yt 0,06yt 1+ 0,0kt 1 R = 0,185 0,06k 0,118 u 0,439 u, t t 1 t Bu iki denklem hangi amaçla ve hangi istatistikleri elde etmek üzere tahmin edilmiştir? A) Denklem I., 1. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey F-istatistiği ile, denklem II.. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey Ki-kare istatistiği ile sınamak üzere tahmin edilmişlerdir. B) Denklem I., 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey F-istatistiği ile, denklem II. 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey Ki-kare istatistiği ile sınamak üzere tahmin edilmişlerdir. C) Denklem I. ve II. 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey Ki-kare istatistiği ile, denklem II. 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey F-istatistiği ile sınamak üzere tahmin edilmişlerdir. 1. Yukarıdaki denklemde 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini sınama konusunda aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur? A) % 5 anlamlılık düzeyinde bu hipotez F ve Ki-kare istatistiklerine göre kabul edilir. B) % 5 anlamlılık düzeyinde bu hipotez F-istatistiğine göre ret, Ki-kare istatistiğine göre kabul edilir. D) Denklem I. ve II. 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey F-istatistiği ile, denklem II. 1. ve. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey Ki-kare istatistiği ile sınamak üzere tahmin edilmişlerdir. E) Denklem I.. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey F-istatistiği ile, denklem I. ve II.. sıra içsel bağıntı yoktur. hipotezini Breusch-Godfrey Ki-kare istatistiği ile sınamak üzere tahmin edilmişlerdir. C) % 5 anlamlılık düzeyinde bu hipotez F ve Ki-kare istatistiklerine göre reddedilir. D) % 5 anlamlılık düzeyinde F ve Ki-kare istatistiklerine göre 1. sıra içsel bağıntı yoktur,. sıra içsel bağıntı vardır. E) % 5 anlamlılık düzeyinde F ve Ki-kare istatistiklerine göre. sıra içsel bağıntı yoktur, 1. sıra içsel bağıntı vardır. 13

8 β β β denkleminde deği- 3. Yi = 1+ Xi + + kxik + ui şen varyans (heteroskedasticity) sorunu, hipotez sınamalarını ve EKK tahmin edicilerini nasıl etkiler? A) Hipotez sınamaları güvenilirdir; EKK tahmin edicileri sapmalıdır fakat tutarlıdır. B) Hipotez sınamaları güvenilirdir; EKK tahmin edicileri sapmalıdır fakat etkin değildir. C) t-istatistiği ile yapılan sınamalar güvenilir değildir, katsayılar sıfırdan farklıyken farksız görünür; EKK tahmin edicileri etkindir fakat tutarsızdır. D) F-istatistiği ile yapılan sınamalar güvenilir değildir, katsayılar sıfırdan farksızken farklı görünür; EKK tahmin edicileri etkindir fakat tutarsızdır. E) t ve F istatistikleri ile yapılan sınamalar güvenilir değildir, katsayılar sıfırdan farksızken farklı görünür; EKK tahmin edicileri etkin değildir. KPSS-AB-PÖ/007 Yi = β1+ βxi + + β kxik + ui denkleminde çoklu bağıntı (multicollinearity) sorunu t-istatistiğiyle yapılan hipotez sınamalarını ve EKK tahmin edicilerini nasıl etkiler? 4. A) Sınamalar güvenilir değildir, katsayılar sıfırdan farklıyken farksız görünür; EKK tahmin edicileri bu sorundan etkilenmez. B) Sınamalar güvenilir değildir, katsayılar sıfırdan farksızken farklı görünür; EKK tahmin edicileri sapmalıdır fakat tutarlıdır. C) Sınamalar güvenilir değildir, katsayılar sıfırdan farksızken farklı görünür; EKK tahmin edicileri etkin değildir. D) Sınamalar güvenilirdir; EKK tahmin edicileri etkindir fakat tutarsızdır. E) Sınamalar güvenilirdir; EKK tahmin edicileri bu sorundan etkilenmez. 14

9

10 SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE x = β + β y + β y + β k + β k + u denklemi t 1 t 3 t 1 4 t 1 5 t t Türkiye ekonomisi üç-aylık verileriyle EKK yöntemi kullanılarak tahmin edilmiştir. Parantez içindeki değerler katsayı tahminleri için p-değerleridir. (% 5 an- lamlılık düzeyinde tablo değerleri t 68, 0.05 =,00, 68, 0.05 = χ = χ = t 1,67, 5,99, 4 9,488, χ 8 = 15,507, F = 3,15, F =,53, F =,10 ) KPSS-AB-PÖ/ Yukarıdaki denklemde matematiksel biçim hatası varsa EKK tahmin edicileri nasıl etkilenir? A) Sapmasız fakat tutarlı olurlar. B) Sapmalı fakat asimtotik sapmasız olurlar. C) Sapmasız fakat etkin olurlar. D) Sapmalı ve tutarsız olurlar. E) Asimtotik sapmasızdırlar fakat etkin değildirler. x = 0, ,77y + 0,556y 0,607k 0,15k (0,17) (0,000) (0,000) (0,000) (0,158) t t 1 t 1 t i 1 n = 73; u = 0,585; R = 0,566; DW =,145; Jarque-Bera (Ki-kare) = 0,478 AIC (Akaike) = 1,85; SC (Schwartz) = 1,696; White (Ki-kare) = 11,69 Ramsey-RESET ( Üssel Değişken, F) = 6,79; ARCH (4 Gecikme, Ki-kare) = 1, Yukarıdaki denkleme kt 3değişkeni eklenerek x = β + β y + β y + β k + β k + β k + u t 1 t 3 t 1 4 t 1 5 t 6 t 3 t denklemi tahmin edilmiş ve aşağıdaki sonuç alınmıştır. Parantez içindeki değerler katsayı tahminleri için p-değerleridir. x = 0, ,75y + 0,554y 0,60k (0,14) (0,000) (0,000) (0,000) t t 1 t 1 0,13k + 0,084k t t 3 (0,169) (0,85) 7. Bu denklemde Matematiksel biçim hatası yoktur. hipotezi hangi istatistikle sınanabilir ve sınama sonucu nedir? A) Ramsey-RESET ( Üssel Değişken, F) = 6,79 değerini kullanarak sınanabilir ve % 5 anlamlılık düzeyinde reddedilir. B) Ki-kare = n R = 73 0,566 = 41,3 değerini kullanarak sınanabilir ve % 5 anlamlılık düzeyinde reddedilir. C) AIC (Akaike) = 1,85 değerini kullanarak sınanabilir ve % 5 anlamlılık düzeyinde kabul edilir. D) Jarque-Bera (Ki-kare) = 0,478 değerini kullanarak sınanabilir ve % 5 anlamlılık düzeyinde kabul edilir. E) SC (Schwartz) = 1,696değerini kullanarak sına-nabilir ve % 5 anlamlılık düzeyinde kabul edilir. i 1 n = 7; u = 0,584; R = 0,567; DW =,113; Jarque-Bera (Ki-kare) = 0,478; AIC (Akaike) = 1,809; SC (Schwartz) = 1,60; White (Ki-kare) = 18,386 Ramsey-RESET ( Üssel Değişken, F) = 6,597; ARCH (4 Gecikme, Ki-kare) = 0,369 Bu sonuçlara göre bu denklemde k t değişkeni için en iyi (optimum) gecikme (lag) sayısı nedir? A) 3 tür, çünkü R neredeyse değişmemiştir. B) 3 tür, çünkü DW 1 neredeyse değişmemiştir. C) 3 tür, çünkü AIC (Akaike) ve SC (Schwartz) değerleri artmıştır. D) dir, çünkü R ve DW 1 değerleri neredeyse değişmemiştir. E) dir, çünkü AIC (Akaike) ve SC (Schwartz) değerleri artmıştır. 16

11 30. Yt = + Xt + ut α β denkleminde X t beklenti değişkenidir. X t, uyarlamalı (intibakçı) beklenti varsayımına göre oluşuyorsa X t = 1 λ Xt+ Xt 1+ X t + λ λ dır. Bu varsayımı dönüştürmesi yaparak edilebilir? Y t denklemine yansıtarak ve Koyck Y t denklemi nasıl ifade α β λ λ A) Yt = + Xt + Yt 1+ v t, vt = ut ut 1 Yt = 1 λ + 1 Xt + λyt 1+ v t, v = u λu B) α β( λ) t t t 1 C) Y = α + βx + λy + v, v = u λu( 1 λ ) t t t 1 t t t Y = 1 λ + β 1 λ X + λy + v,v = u βu D) t t t 1 t t t t 1 E) α λ β λ Yt = 1 + Xt + Yt 1+ v t, vt = ut ut 1 KPSS-AB-PÖ/ Aşağıdaki modelde, Y ler içsel, X ler önceden belirlenmiş (predetermined) değişkenlerdir. I. Y1t = α1 + αx1t + α3xt + u1t II. Yt = β1 + βy1t + β3y3t + ut III. Y = γ + γ Y + γ X + u 3t 1 t 3 t 3t Bu denklemlerin hangi yöntemlerle tahmin edilmesi uygundur? A) Denklem I. ve III. Aşamalı En Küçük Kareler (AEKK) ile, denklem II. EKK ile tahmin edilmelidir. B) Denklem I. ve II. AEKK ile, denklem III. EKK ile tahmin edilmelidir. C) Denklem I. AEKK ile, denklem II. ve III. Dolaylı En Küçük Kareler (DEKK) ile tahmin edilmelidir. D) Denklem I. ve II. EKK ile, denklem III. DEKK ile tahmin edilmelidir. E) Denklem I. EKK ile, denklem II. ve III. AEKK ile tahmin edilmelidir. 17

12 SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE Ct = a1+ ayt + ut1 It = b1+ byt + b3rt + ut Yt = Ct + It + Gt modelinde, C özel tüketim, Y toplam gelir, I özel yatırım, R faiz oranı ve G kamu harcamasıdır. C, I ve Y içsel değişkenlerdir. KPSS-AB-PÖ/ Yukarıdaki modelin ikinci (özel yatırım) denklemi DEKK yöntemi ile tahmin edilirse, aşağıdaki sonuçlardan hangisi ortaya çıkar? A) Sapmasızlık özelliğini sağlar, ancak en küçük varyans özelliğini sağlamaz. B) Sapmasızlık özelliğini sağlamaz, ancak tutarlılık özelliğini sağlar. C) Sapmasızlık ve tutarlılık özelliklerini sağlamaz, ancak en küçük varyans özelliğini sağlar. D) İkinci denklem DEKK yöntemiyle tahmin edilemez, çünkü ayırt etme koşullarını sağlamaz. E) Sapmasızlık, tutarlılık ve en küçük varyans gibi tüm özellikleri sağlar. 3. Bu modelin indirgenmiş biçiminden (reduced form) elde edilen özel tüketimin kamu harcaması çarpanı aşağıdakilerden hangisidir? A) 1/ ( 1 a b ) B) a C) 1+ a D) a /( 1 a b ) E) 1/ ( 1+ a + b ) 35. Yukarıdaki model için aşağıdaki ifadelerden hangisi yanlıştır? A) Bu modelden öngörü elde edilemez, çünkü dinamik değildir. 33. Yukarıdaki modelin birinci (özel tüketim) denkleminin Aşamalı EKK (AEKK) ve 3 Aşamalı EKK (3AEKK) yöntemleri ile tahmini hangi durumda aynı sonucu verir? A) Bu denklem tam ayırt etme (exact identification) koşullarını sağlamışsa B) Bu denklem fazladan ayırt etme (over identification) koşullarını sağlamışsa C) ut1 ve u t hata terimlerinin varyansları sabitse B) Modelin hata terimleri u t1 ve u t de değişen varyans olup olmadığı Goldfeld-Quandt testi ile araştırılabilir. C) Üçüncü denklem tahmin edilmez, çünkü bir özdeşliktir. D) İkinci denklem tam ayırt edilmiştir (exactly identified). E) Birinci denklem fazladan ayırt edilmiştir (over identified). D) Eut1 = Eut = 0ise E) Cov u t1, ut = 0 ise 18

13 36. X ve Y değişkenleri arasında Granger nedenselliği (causality) araştırmak üzere aşağıdaki denklemler verilmiştir, burada α1, α, β1, β, λ1, θ 1 katsayılar; u 1, u, v1 ve v hata terimleridir. p p Yt = α1jyt j + αjxt j + u1t j= 1 j= 1 p p Xt = β1jyt j + βjxt j + ut j= 1 j= 1 p Yt = λ1jyt j + v1t j= 1 p Xt = θ1jxt j + vt j= 1 Bu denklemleri kullanarak, X, Y nin Granger nedeni değildir. hipotezini test etmek için aşağıdaki test istatistiklerinden ve bilgilerden hangisi kullanılmalıdır? ( EKK tahminidir.) A) t-istatistiği, u 1 B) t-istatistiği, v 1 C) Ki-kare istatistiği, u 1 ve u D) F-istatistiği, v 1 ve u 1 E) F-istatistiği, u 1 ve u KPSS-AB-PÖ/ Aşağıdaki denklemler, her ikisi de birinci dereceden bütünleşik (I(I)) olan para arzı (m) ve fiyat indeksi (p) arasındaki ilişkileri inceleyebilmek için 50 örnek veri kullanılarak tahmin edilmiştir. Parantez içindeki sayılar t-istatistikleri, ADF( u t ) ise hata terimine ilişkin Dickey-Fuller istatistiğidir (%1 anlamlılık düzeyinde tablo değeri = 3,6 ). (1) mt = 0,10 + 0,99pt ADF(u t) = 5,77 (8,88) (3,69) () Δ m = 0,09 0,50(m p) + 0,7Δm + 0,7Δp (3,00) ( 6,70) (5,90) (9,55) t t 1 t 1 t 1 Bu tahmin sonuçlarına göre aşağıdaki ifadelerden hangisi geçerlidir? A) Δmt ve Δ pt arasında bir uzun dönem ilişkisi vardır. B) () nolu denklem m ve p arasındaki uzun dönem ilişki katsayısının 1 olduğu kısıtı altında tahmin edilmiştir. C) Fiyatlar düzeyi uzun dönem dengesizliklerine intibak eden değişkendir. D) Para arzı uzun dönemde dışsaldır. E) Fiyatlar düzeyinden para arzına doğru bir Granger nedenselliği olamaz. 19

14 38. Genişletilmiş (augmented) Dickey-Fuller istatistiği hangi hipotezi sınamakta kullanılabilir? A) İçsel bağıntı yoktur. B) Gecikme sayısı sonsuzdur. C) Birim kök (unit root) vardır. D) Birim kök ve sabit varyans vardır. E) Birim kök ve trend vardır. KPSS-AB-PÖ/ Aşağıdakilerden hangisi, bir ekonometrik denklemdeki ilişkinin sahte (spurious) olduğunun göstergesidir? A) R değerinin Durbin-Watson istatistiği değerinden büyük olması B) Schwartz bilgi kriterinin yüksek olması C) Trendin anlamsız bulunması D) Sabit terimin anlamsız bulunması E) Akaike bilgi kriterinin yüksek olması 39. Aşağıdaki denklemler 100 örnek veri kullanılarak tahmin edilmiştir. Δy = 0,45 + 0,99y 0,1Δy t t 1 t 1 (3,1) (1,69) ( 3,3) Δz = 0,45 0,11z t t 1 (,) ( 0,8) EKONOMETRİ TESTİ BİTTİ. CEVAPLARINIZI KONTROL EDİNİZ. zt = 0,33 0,99 zt-1 0,1 zt 1+ 0,1 zt Δ Δ Δ Δ (,94) ( 11,1) ( 4,3) (,91) Parantez içindekiler t-istatistikleri, z = ( z) Δ Δ Δ ve % 1 anlamlılık düzeyinde tablo değeri = 3,50 dir. Tahmin sonuçlarına göre, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur? A) y durağan bir değişkendir. B) y birinci dereceden bütünleşiktir. C) Δ z durağan bir değişkendir. D) Δ z nin bütünleşme derecesi dir. E) z ile y arasında bir eş-bütünleşme ilişkisi vardır. 0

A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (KPSS)

A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (KPSS) ÖSYM T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ KMU PERSONEL SEÇME SINVI (KPSS) LİSNS DÜZEYİ ( Grubu ve Öğretmenlik) 1 Temmuz 007 LN BİLGİSİ TESTİ (ÇLIŞM EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTTİSTİK-

Detaylı

9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir?

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.

Detaylı

3. TAHMİN En Küçük Kareler (EKK) Yöntemi 1

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

Detaylı

Matris Cebiriyle Çoklu Regresyon Modeli

Matris Cebiriyle Çoklu Regresyon Modeli Matris Cebiriyle Çoklu Regresyon Modeli Hüseyin Taştan Mart 00 Klasik Regresyon Modeli k açıklayıcı değişkenden oluşan regresyon modelini her gözlem i için aşağıdaki gibi yazabiliriz: y i β + β x i + β

Detaylı

ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ. İş Kanunu na göre, işçi ücretleriyle ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur? KPSS / AB-PÖ 3. İş

ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ. İş Kanunu na göre, işçi ücretleriyle ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur? KPSS / AB-PÖ 3. İş ÖSYM T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 8 Haziran 009 ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTATİSTİK-

Detaylı

Eşanlı Denklem Modelleri

Eşanlı Denklem Modelleri Eşanlı Denklem Modelleri Eşanlı Denklem Yöntemleri Ekonometri 2 Konu 23 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0 Unported (CC

Detaylı

YTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları

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. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri

Detaylı

İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ...

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

Detaylı

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 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

Detaylı

4. TAHMİN SONUÇLARININ DEĞERLENDİRİLMESİ Katsayıların Yorumu

4. TAHMİN SONUÇLARININ DEĞERLENDİRİLMESİ Katsayıların Yorumu 4. TAHMİN SONUÇLARININ DEĞERLENDİRİLMESİ 4.1. Katsayıların Yorumu Y i = β 0 + β 1 X 1i + β X i + + β k X ki + u i gibi çok açıklayıcı değişkene sahip bir modelde, anakütle regresyon fonksiyonu, E(Y i X

Detaylı

TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT352 Ekonometri II, Dönem Sonu Sınavı

TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT352 Ekonometri II, Dönem Sonu Sınavı TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi Öğr.Gör.: Yrd. Doç. Dr. A. Talha YALTA Ad, Soyad: Açıklamalar: Bu sınav toplam 100 puan değerinde 5 sorudan oluşmaktadır. Sınav süresi 90 dakikadır ve tüm soruların

Detaylı

YTÜ İktisat Bölümü EKONOMETRİ I Ders Notları

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.

Detaylı

ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER

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,

Detaylı

DİNAMİK PANEL VERİ MODELLERİ. FYT Panel Veri Ekonometrisi 1

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

Detaylı

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS ALAN BİLGİSİ TESTİ

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS ALAN BİLGİSİ TESTİ Ö S Y M T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ EKONOMETRİ İSTATİSTİK KAMU YÖNETİMİ

Detaylı

OLS Yönteminin Asimptotik (Büyük Örneklem) Özellikleri SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER (OLS) Asimptotik Özellikler: Tutarlılık. Asimptotik Özellikler

OLS Yönteminin Asimptotik (Büyük Örneklem) Özellikleri SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER (OLS) Asimptotik Özellikler: Tutarlılık. Asimptotik Özellikler 1 SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER (OLS) YÖNTEMİNİN ASİMPTOTİK ÖZELLİKLERİ Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge

Detaylı

ZAMAN SERİSİ REGRESYONLARINDA ARDIŞIK

ZAMAN SERİSİ REGRESYONLARINDA ARDIŞIK ZAMAN SERİSİ REGRESYONLARINDA ARDIŞIK BAĞINTI ve DEĞİŞEN VARYANS Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (4th ed.) J. Wooldridge

Detaylı

Zaman Serileri Verileriyle Regresyon Analizinde Ardışık ZAMAN SERİSİ REGRESYONLARINDA

Zaman Serileri Verileriyle Regresyon Analizinde Ardışık ZAMAN SERİSİ REGRESYONLARINDA 1 ZAMAN SERİSİ REGRESYONLARINDA ARDIŞIK BAĞINTI ve DEĞİŞEN VARYANS Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (4th ed.) J. Wooldridge

Detaylı

Editörler Prof.Dr. Ömer Yılmaz & Doç.Dr. Nihat Işık EKONOMETRİ

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

Detaylı

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

17 Ekim Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi ÇOK DEĞİŞKENLİ REGRESYON ANALİZİ: TAHMİN Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 17 Ekim 2012 Ekonometri

Detaylı

7. Ders Genel Lineer Modeller Singüler Modeller, Yanlış veya Bilinmeyen Kovaryanslar, Đlişkili Hatalar

7. Ders Genel Lineer Modeller Singüler Modeller, Yanlış veya Bilinmeyen Kovaryanslar, Đlişkili Hatalar 7. Ders Genel Lineer Modeller Singüler Modeller, Yanlış veya Bilinmeyen Kovaryanslar, Đlişkili Hatalar Y = X β + ε Lineer Modeli pekçok özel hallere sahiptir. Bunlar, ε nun dağılımına, Cov( ε ) kovaryans

Detaylı

Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı

Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı 1. Proje Kapsamında Eğitim Talep Edilmiş ise, Eğitimin İçeriği Hakkında bilgi veriniz. Ekonometri alanı iktisat teorisi, işletme, matematik ve istatistiğin birleşmesiyle

Detaylı

SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER (OLS)

SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER (OLS) SIRADAN EN KÜÇÜK KARELER (OLS) YÖNTEMİNİN ASİMPTOTİK ÖZELLİKLERİ Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge

Detaylı

ÇOKLU REGRESYON ANALİZİNDE VARSAYIMLARDAN SAPMALARIN İNCELENMESİ

ÇOKLU REGRESYON ANALİZİNDE VARSAYIMLARDAN SAPMALARIN İNCELENMESİ ÇOKLU REGRESYON ANALİZİNDE VARSAYIMLARDAN SAPMALARIN İNCELENMESİ 1. ÇOKLU REGRESYON ANALİZİ VE VARSAYIMALARDAN SAPMALAR 1.1. Çoklu Regresyon modeli Varsayımları 1.2. Tahmincilerin anlamlılığının sınanması

Detaylı

;g*{+y G P P O+ SES @6S d/9 H/V aa!!!!aaa!!!!!a! BASIN KİTAPÇIĞI 00000000

;g*{+y G P P O+ SES @6S d/9 H/V aa!!!!aaa!!!!!a! BASIN KİTAPÇIĞI 00000000 BASIN KİTAPÇIĞI AÇIKLAMA 1. Bu kitapçıkta Kamu Personel Seçme Sınavı Alan Bilgisi Testi bulunmaktadır. 2. Bu test için verilen toplam cevaplama süresi 210 dakikadır (3,5 saat). 3. Alan Bilgisi Testi; Çalışma

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

İçindekiler. Ön Söz... xiii

İçindekiler. Ön Söz... xiii İçindekiler Ön Söz.................................................... xiii Bölüm 1 İstatistiğe Giriş....................................... 1 1.1 Giriş......................................................1

Detaylı

Çoklu Bağlanım Çıkarsama Sorunu

Çoklu Bağlanım Çıkarsama Sorunu Çoklu Bağlanım Çıkarsama Sorunu Diğer Sınama ve Konular Ekonometri 1 Konu 27 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0 Unported

Detaylı

27 Mart Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (4th ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi

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

Detaylı

Değişen Varyans (Heteroscedasticity) Sabit Varyans (Homoscedasticity) Varsayımı Altında Basit Regresyon Modeli

Değişen Varyans (Heteroscedasticity) Sabit Varyans (Homoscedasticity) Varsayımı Altında Basit Regresyon Modeli 1 2 Değişen Varyans (Heteroscedasticity) DEĞİŞEN VARYANS Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 14

Detaylı

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. 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

Detaylı

EŞANLI DENKLEM MODELLERİ

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

Detaylı

Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş

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

Detaylı

A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri

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,

Detaylı

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 28 Haziran 2009 ALAN BİLGİSİ TESTİ

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 28 Haziran 2009 ALAN BİLGİSİ TESTİ ÖSYM T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 8 Haziran 009 ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTATİSTİK-

Detaylı

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS ALAN BİLGİSİ TESTİ

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS ALAN BİLGİSİ TESTİ Ö S Y M T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ EKONOMETRİ İSTATİSTİK KAMU YÖNETİMİ

Detaylı

11. BÖLÜM: EŞANLI DENKLEM SİSTEMLERİ

11. BÖLÜM: EŞANLI DENKLEM SİSTEMLERİ 11. BÖLÜM: EŞANLI DENKLEM SİSTEMLERİ Bu bölümde; Yapısal denklemleri kullanarak vergiler ve net ihracatın zaman serilerini oluşturma EKK ile CO tahmini EViews TSLS metodu ile iki aşamalı EKK regresyon

Detaylı

Farklı Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = σ i2. Eşit Varyans. Hata. Zaman

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

Detaylı

Zaman Serisi Verileriyle Regresyon Analizi

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

Detaylı

EKONOMETRİ. GRETL Uygulamaları. Prof. Dr. Bülent Miran

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

Detaylı

istatistik El 10 1_ ve 2_ sorular a Ş3 gldakl bilgilere göre Al 4 Bl 6 cı 7 Dl 8 Al 5 B) 12 CL 27 D) 28 E) 35 2Q 10 BS 4200-A

istatistik El 10 1_ ve 2_ sorular a Ş3 gldakl bilgilere göre Al 4 Bl 6 cı 7 Dl 8 Al 5 B) 12 CL 27 D) 28 E) 35 2Q 10 BS 4200-A 2Q 10 BS 4200- İstatistik sorulannın cevap l anmasında gerekli olabilecek tablolar ve f ormüller bu kita p ç ığın sonunda ver-ilmiştir. 1_ ve 2_ sorular a Ş3 gldakl bilgilere göre cevaplandırılacaktır

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

Normallik Varsayımı ve Ençok Olabilirlik Yöntemi

Normallik Varsayımı ve Ençok Olabilirlik Yöntemi Normallik Varsayımı ve Ençok Olabilirlik Yöntemi EO Açıklayıcı Örnekler Ekonometri 1 Konu 14 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike

Detaylı

Ch. 8: Değişen Varyans

Ch. 8: Değişen Varyans 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. 8: Değişen Varyans

Detaylı

İstatistiksel Kavramların Gözden Geçirilmesi

İstatistiksel Kavramların Gözden Geçirilmesi İstatistiksel Kavramların Gözden Geçirilmesi İstatistiksel Çıkarsama Ekonometri 1 Konu 3 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike

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

TEMEL SORU KİTAPÇIĞI

TEMEL SORU KİTAPÇIĞI KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS (PÖS) ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ- EKONOMETRİ-İSTATİSTİK-KAMU YÖNETİMİ- ULUSLARARASI İLİŞKİLER) 8 TEMMUZ 2012 PAZAR T.C. KİMLİK NUMARASI

Detaylı

UYGULAMALAR. Normal Dağılımlılık

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.

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

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20 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

Detaylı

Nitel Tepki Bağlanım Modelleri

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

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

MIT OpenCourseWare Ekonomide İstatistiksel Yöntemlere Giriş Bahar 2009

MIT OpenCourseWare 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.

Detaylı

TÜRKİYE, KURU İNCİR İHRACATININ EKONOMETRİK ANALİZİ. AN ECONOMETRIC ANALYSIS OF DRIED FIGS EXPORT in TURKEY

TÜRKİYE, KURU İNCİR İHRACATININ EKONOMETRİK ANALİZİ. AN ECONOMETRIC ANALYSIS OF DRIED FIGS EXPORT in TURKEY Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Y.2017, C.22, S.2, s.439-448. Suleyman Demirel University The Journal of Faculty of Economics and Administrative Sciences Y.2017,

Detaylı

Bölüm 9. Çoklu Bağlanım Çözümlemesi - Çıkarsama Sorunu. 9.1 T Sınamaları Çoklu Bağlanımda Önsav Sınaması

Bölüm 9. Çoklu Bağlanım Çözümlemesi - Çıkarsama Sorunu. 9.1 T Sınamaları Çoklu Bağlanımda Önsav Sınaması Bölüm 9 Çoklu Bağlanım Çözümlemesi - Çıkarsama Sorunu 9.1 T Sınamaları 9.1.1 Çoklu Bağlanımda Önsav Sınaması Bu bölümde daha önce iki değişkenli bağlanım modelleri için ele almış olduğumuz aralık tahmini

Detaylı

8. BÖLÜM: DEĞİŞEN VARYANS

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

Detaylı

altında ilerde ele alınacaktır.

altında ilerde ele alınacaktır. YTÜ-İktisat İstatistik II Nokta Tahmin Yöntemleri 1 NOKTA TAHMİN YÖNTEMLERİ Şimdiye kadar verilmiş tahmin edicilerin sonlu örneklem ve asimptotik özelliklerini inceledik. Acaba bilinmeyen anakütle parametrelerini

Detaylı

MURAT EĞİTİM KURUMLARI

MURAT EĞİTİM KURUMLARI 2013 KPSS de Testlerin Kapsamları Değişti ÖSYM tarafından yapılan açıklamaya göre 2013 KPSS de uygulanacak testlerin içeriğinde bir takım değişiklikler yapıldı. Bu değişikler başta Genel Yetenek - Genel

Detaylı

Regresyon Modelinin Uzantılar

Regresyon Modelinin Uzantılar Bölüm m 6:İki Degişkenli Dogrusal Regresyon Modelinin Uzantılar ları İki degişkenli modellere paralel olarak Sıfır r noktasından ndan geçen en regresyonu yani β 1 yok iken... Ölçü birimleri sorunu ve Y

Detaylı

Meslek lisesi ve devlet lisesine giden N tane öğrenci olduğu ve bunların yıllık okul harcamalarına ait verilerin olduğu varsayılsın.

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

Detaylı

İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ... Örneklem Genişliğinin Elde edilmesi... 1

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...

Detaylı

KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ. Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN

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

Detaylı

EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI

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

Detaylı

1: DENEYLERİN TASARIMI VE ANALİZİ...

1: DENEYLERİN TASARIMI VE ANALİZİ... İÇİNDEKİLER Bölüm 1: DENEYLERİN TASARIMI VE ANALİZİ... 1 1.1. Deneyin Stratejisi... 1 1.2. Deneysel Tasarımın Bazı Tipik Örnekleri... 11 1.3. Temel Kurallar... 16 1.4. Deneyleri Tasarlama Prensipleri...

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ ( )

REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ ( ) REEL DÖVİZ KURU İLE İHRACAT ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1997-2015) Yasemin YURTOĞLU Gazi Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, İşletme Bölümü Doktora Öğrencisi yaseminyurtoglu@hotmail.com

Detaylı

MIT OpenCourseWare Ekonomide İstatistiksel Yöntemlere Giriş Bahar 2009

MIT OpenCourseWare 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.

Detaylı

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU

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

Detaylı

KPSS LİSANS DA UYGULANAN TESTLERİN KAPSAMLARI

KPSS LİSANS DA UYGULANAN TESTLERİN KAPSAMLARI 2012 - LİSANS DA UYGULANAN TESTLERİN KAPSAMLARI Genel Yetenek 1) Türkçe %50 2) Matematik %50 a) Sözcük bilgisi %5 a) Sayılarla işlem yapma %10 b) Dil bilgisi %10 b) Matematiksel ilişkilerden yararlanma

Detaylı

Korelasyon ve Regresyon

Korelasyon ve Regresyon Korelasyon ve Regresyon Korelasyon- (lineer korelasyon) Açıklayıcı (Bağımsız) Değişken x çalışma zamanı ayakkabı numarası İki değişken arasındaki ilişkidir. Günlük sigara sayısı SAT puanı boy Yanıt (Bağımlı)

Detaylı

DOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELLERİ. Durağan ARIMA Modelleri: Otoregresiv Modeller AR(p) Süreci

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

Detaylı

1. BÖLÜM Polinomlar BÖLÜM II. Dereceden Denklemler BÖLÜM II. Dereceden Eşitsizlikler BÖLÜM Parabol

1. BÖLÜM Polinomlar BÖLÜM II. Dereceden Denklemler BÖLÜM II. Dereceden Eşitsizlikler BÖLÜM Parabol ORGANİZASYON ŞEMASI . BÖLÜM Polinomlar... 7. BÖLÜM II. Dereceden Denklemler.... BÖLÜM II. Dereceden Eşitsizlikler... 9. BÖLÜM Parabol... 5 5. BÖLÜM Trigonometri... 69 6. BÖLÜM Karmaşık Sayılar... 09 7.

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

Fındık Arz Fonksiyonu Tahmin Modeli: Türkiye Üzerine Ekonometrik Bir Uygulama

Fındık Arz Fonksiyonu Tahmin Modeli: Türkiye Üzerine Ekonometrik Bir Uygulama Nevşehir Bilim ve Teknoloji Dergisi TARGİD Özel Sayı 79-88 2016 DOI: 10.17100/nevbiltek.01203 URL: http://dx.doi.org/10.17100/nevbiltek.01203 Fındık Arz Fonksiyonu Tahmin Modeli: Türkiye Üzerine Ekonometrik

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

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER. Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller)

KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER. Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin

Detaylı

Tek Denklemli Modellerde Uygulanan Testler 1.Yeni Bağımsız Değişkenler Ekleme Testi(s )

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

Detaylı

2. REGRESYON ANALİZİNİN TEMEL KAVRAMLARI Tanım

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

Detaylı

Farklıserpilimsellik

Farklıserpilimsellik Farklıserpilimsellik Hata Varyansı Sabit Değilse Ne Olur? Yrd. Doç. Dr. A. Talha YALTA Ekonometri 2 Ders Notları Sürüm 2,0 (Ekim 2011) Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial

Detaylı

MEVDUAT FAİZ ORANLARINDAKİ DEĞİŞKENLİĞİN KREDİ HACMİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİNE YÖNELİK BİR ARAŞTIRMA 1

MEVDUAT FAİZ ORANLARINDAKİ DEĞİŞKENLİĞİN KREDİ HACMİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİNE YÖNELİK BİR ARAŞTIRMA 1 MEVDUAT FAİZ ORANLARINDAKİ DEĞİŞKENLİĞİN KREDİ HACMİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİNE YÖNELİK BİR ARAŞTIRMA 1 Ali BAYRAKDAROĞLU Doç. Dr., Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi Gülşah Coşar AYDIN Özet Bu çalışma, mevduat

Detaylı

Ch. 11: Zaman Serileri Verileriyle Regresyon Analizinde Ek Konular

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

Detaylı

BANKACILAR TÜRKİYE BANKALAR BİRLİĞİ MAKALE BANKACILIK EYLÜL 2007 SAYI 62 MEVZUAT

BANKACILAR TÜRKİYE BANKALAR BİRLİĞİ MAKALE BANKACILIK EYLÜL 2007 SAYI 62 MEVZUAT BANKACILAR TÜRKİYE BANKALAR BİRLİĞİ MAKALE BANKACILIK Yrd. Doç. Dr. Kutluk Kağan Sümer-Aycan Hepsağ Finansal Varlık Fiyatlama Modelleri Çerçevesinde Piyasa Risklerinin Hesaplanması: Parametrik Olmayan

Detaylı

İki Değişkenli Bağlanım Çıkarsama Sorunu

İki Değişkenli Bağlanım Çıkarsama Sorunu İki Değişkenli Bağlanım Çıkarsama Sorunu Aralık Tahmini Ekonometri 1 Konu 15 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0 Unported

Detaylı

İstatistik ve Olasılık

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

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

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

TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT351 Ekonometri I, Ara Sınavı

TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT351 Ekonometri I, Ara Sınavı TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi Öğr.Gör.: Yrd. Doç. Dr. A. Talha YALTA Ad, Soyad: Açıklamalar: Bu sınav toplam 100 puan değerinde 4 sorudan oluşmaktadır. Sınav süresi 90 dakikadır ve tüm soruların

Detaylı

TABLO-1 KPSS DE UYGULANACAK TESTLERİN KAPSAMLARI Yaklaşık Ağırlığı Genel Yetenek

TABLO-1 KPSS DE UYGULANACAK TESTLERİN KAPSAMLARI Yaklaşık Ağırlığı Genel Yetenek TABLO-1 KPSS DE UYGULANACAK TESTLERİN KAPSAMLARI Yaklaşık Ağırlığı Genel Yetenek Yaklaşık Ağırlığı 1) Sözel Bölüm 0 2) Sayısal Bölüm 0 Sözel akıl yürütme (muhakeme) becerilerini, dil bilgisi ve yazım kurallarını

Detaylı

TEMEL SORU KİTAPÇIĞI

TEMEL SORU KİTAPÇIĞI KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI LİSANS (PÖS) ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ- EKONOMETRİ-İSTATİSTİK-KAMU YÖNETİMİ- ULUSLARARASI İLİŞKİLER) 8 TEMMUZ 2012 PAZAR T.C. KİMLİK NUMARASI

Detaylı

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

Detaylı

MIT OpenCourseWare Ekonomide İstatistiksel Yöntemlere Giriş Bahar 2009

MIT OpenCourseWare 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.

Detaylı

TABLO-1 KPSS DE UYGULANACAK TESTLERİN KAPSAMLARI Yaklaşık Ağırlığı Genel Yetenek

TABLO-1 KPSS DE UYGULANACAK TESTLERİN KAPSAMLARI Yaklaşık Ağırlığı Genel Yetenek TABLO-1 KPSS DE UYGULANACAK TESTLERİN KAPSAMLARI Yaklaşık Ağırlığı Genel Yetenek Yaklaşık Ağırlığı 1) Sözel Bölüm %50 2) Sayısal Bölüm %50 Sözel akıl yürütme (muhakeme) becerilerini, dil bilgisi ve yazım

Detaylı

DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ

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

Detaylı

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 28 Haziran 2009 ALAN BİLGİSİ TESTİ

KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 28 Haziran 2009 ALAN BİLGİSİ TESTİ ÖSYM T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ A KAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 8 Haziran 009 ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTATİSTİK-

Detaylı

SPSS Uygulamalı Çok Değişkenli İstatistik Teknikleri

SPSS Uygulamalı Çok Değişkenli İstatistik Teknikleri ÖNSÖZ Gerçekte herhangi bir olguyu etkileyen dinamikler çok karmaşıktır ve her alanda olayların akışını etkileyen faktörler çok sayıda (genellikle sonsuz sayıda) özellik tarafından belirlendiğinden çok

Detaylı

Temel İstatistik. Y.Doç.Dr. İbrahim Turan Mart Tanımlayıcı İstatistik. Dağılımları Tanımlayıcı Ölçüler Dağılış Ölçüleri

Temel İstatistik. Y.Doç.Dr. İbrahim Turan Mart Tanımlayıcı İstatistik. Dağılımları Tanımlayıcı Ölçüler Dağılış Ölçüleri Temel İstatistik Tanımlayıcı İstatistik Dağılımları Tanımlayıcı Ölçüler Dağılış Ölçüleri Y.Doç.Dr. İbrahim Turan Mart 2011 DAĞILIM / YAYGINLIK ÖLÇÜLERİ Verilerin değişkenlik durumu ve dağılışın şeklini

Detaylı

Hatalar Bilgisi ve İstatistik Ders Kodu: Kredi: 3 / ECTS: 5

Hatalar Bilgisi ve İstatistik Ders Kodu: Kredi: 3 / ECTS: 5 Ders Kodu: 0010070021 Kredi: 3 / ECTS: 5 Yrd. Doç. Dr. Serkan DOĞANALP Necmettin Erbakan Üniversitesi Harita Mühendisliği Bölümü Konya 07.01.2015 1 Giriş 2 Giriş Matematiksel istatistiğin konusu yığın

Detaylı

TÜRKİYE DE MAKROEKONOMİK DEĞİŞKENLER VE İSTİHDAM TEŞVİKLERİNİN İSTİHDAM ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ INCENTIVES ON EMPLOYMENT IN TURKEY

TÜRKİYE DE MAKROEKONOMİK DEĞİŞKENLER VE İSTİHDAM TEŞVİKLERİNİN İSTİHDAM ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ INCENTIVES ON EMPLOYMENT IN TURKEY Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (24) 2012, 102-124 TÜRKİYE DE MAKROEKONOMİK DEĞİŞKENLER VE İSTİHDAM TEŞVİKLERİNİN İSTİHDAM ÜZERİNDEKİ ETKİLERİ IMPACTS OF MACROECONOMIC VARIABLES and EMPLOYMENT INCENTIVES ON EMPLOYMENT

Detaylı

Genel olarak test istatistikleri. Merkezi Eğilim (Yığılma) Ölçüleri Dağılım (Yayılma) Ölçüleri. olmak üzere 2 grupta incelenebilir.

Genel olarak test istatistikleri. Merkezi Eğilim (Yığılma) Ölçüleri Dağılım (Yayılma) Ölçüleri. olmak üzere 2 grupta incelenebilir. 4.SUNUM Genel olarak test istatistikleri Merkezi Eğilim (Yığılma) Ölçüleri Dağılım (Yayılma) Ölçüleri olmak üzere 2 grupta incelenebilir. 2 Ranj Çeyrek Kayma Çeyrekler Arası Açıklık Standart Sapma Varyans

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

Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş

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

Detaylı