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?
|
|
- Özlem Sunter
- 6 yıl önce
- İzleme sayısı:
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)
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-
Detaylı9. 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.
DetaylıCh. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında Ardışık Bağıntı (Serial Correlation) ve 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. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında
Detaylı3. 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
DetaylıMatris 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
DetaylıKoşullu Öngörümleme. Bu nedenle koşullu öngörümleme gerçekleştirilmelidir.
Koşullu Öngörümleme Ex - ante (tasarlanan - umulan) öngörümleme söz konusu iken açıklayıcı değişkenlerin hatasız bir şekilde bilindiği varsayımı gerçekçi olmayan bir varsayımdır. Çünkü bazı açıklayıcı
DetaylıEkonometri I VARSAYIMLARI
Ekonometri I ÇOK DEĞİŞKENLİ REGRESYON MODELİNİN VARSAYIMLARI Hüseyin Taştan Temmuz 23, 2006 İçindekiler 1 Varsayım MLR.1: Parametrelerde Doğrusallık 1 2 Varsayım MLR.2: Rassal Örnekleme 1 3 Varsayım MLR.3:
DetaylıEşanlı 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
DetaylıCh. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik Özellikleri
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 5: SEKK (OLS) nin Asimptotik
DetaylıÇALIŞMA 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-
DetaylıYTÜ 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
DetaylıYTÜ 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
DetaylıTÜRK 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
Detaylı14 Ekim Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi
DEĞİŞEN VARYANS Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 14 Ekim 2012 Ekonometri I: Değişen Varyans
DetaylıTABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere değişkenlere ait veriler verilmiştir.
EKONOMETRİ II Uygulama - Otokorelasyon TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere Tuketim 58 Gelir 3959 Fiyat 312 değişkenlere ait veriler verilmiştir. 56 3858
DetaylıİÇİNDEKİLER 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
Detaylı4. 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
DetaylıTOBB 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
DetaylıAppendix C: İstatistiksel Çıkarsama
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri I Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. edition, Thomson Learning Appendix C: İstatistiksel Çıkarsama
DetaylıYTÜ 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.
DetaylıZAMAN 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,
DetaylıOLS 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
DetaylıDİNAMİK 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
DetaylıKAMU PERSONEL SEÇME SINAVI (A GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 28 Haziran 2009 ALAN BİLGİSİ TESTİ
ÖSYM T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ KMU PERSONEL SEÇME SINVI ( GRUBU VE ÖĞRETMENLİK) 8 Haziran 009 LN BİLGİSİ TESTİ (ÇLIŞM EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTTİSTİK-
DetaylıOTOKORELASYON OTOKORELASYON
OTOKORELASYON OTOKORELASYON Y = α + βx + u Cov (u,u s ) 0 u = ρ u -1 + ε -1 < ρ < +1 Birinci dereceden Ookorelasyon Birinci Dereceden Ooregressif Süreç; A R(1) e = ρ e -1 + ε Σe e ˆ ρ = Σ 1 e KARŞILA ILAŞILAN
DetaylıZAMAN 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
DetaylıKAMU 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
DetaylıNormal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.
Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. b tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.
DetaylıEditörler 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
DetaylıKAMU PERSONEL SEÇME SINAVI /1 (KPSS/1) 2 Temmuz 2006 ALAN BİLGİSİ TESTİ (ÇALIŞMA EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTATİSTİK-
ÖSYM T.C. YÜKSEKÖĞRETİM KURULU ÖĞRENCİ SEÇME VE YERLEŞTİRME MERKEZİ KMU PERSONEL SEÇME SINVI /1 (KPSS/1) Temmuz 006 LN BİLGİSİ TESTİ (ÇLIŞM EKONOMİSİ VE ENDÜSTRİ İLİŞKİLERİ-EKONOMETRİ-İSTTİSTİK- DİKKT!
DetaylıZaman 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
DetaylıBİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER
BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER Birden çok bağımlı değişkenin yer aldığı modelleri incelemek amacıyla kullanılan modeller Birden Çok Bağımlı Değişkenli Regresyon Modelleri ya da kısaca MRM ler
Detaylı7. 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
Detaylı17 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
DetaylıEğitim / 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
DetaylıDers 9: Kitle Ortalaması ve Varyansı için Tahmin
Ders 9: Kitle Ortalaması ve Varyansı için Tahmin Kitle ve Örneklem Örneklem Dağılımı Nokta Tahmini Tahmin Edicilerin Özellikleri Kitle ortalaması için Aralık Tahmini Kitle Standart Sapması için Aralık
DetaylıSIRADAN 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
DetaylıÇOKLU 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
DetaylıMIT 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;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
DetaylıYARI 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,
DetaylıÇoklu 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
Detaylı27 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
Detaylı7.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
DetaylıEŞANLI 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
DetaylıDeğişen 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
DetaylıZaman 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
DetaylıA. 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,
Detaylıİçindekiler. Ön Söz... xiii
İçindekiler Ön Söz.................................................... xiii Bölüm 1 İstatistiğe Giriş....................................... 1 1.1 Giriş......................................................1
DetaylıNormal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.
Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. β tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.
DetaylıE- VİWES 8 EKONOMETRİK MODELLEME ÇALIŞMASI
E- VİWES 8 EKONOMETRİK MODELLEME ÇALIŞMASI DEVLETİN TÜKETİM HARCAMALARI VE ENFLASYON İLİŞKİNİN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ İLE İNCELENMESİ 16 MAYIS 018 MARMARA ÜNİVERSİTESİ /İKTİSAT FAKÜLTESİ/İKTİSAT BÖLÜMÜ/İKTİSADİ
DetaylıKAMU 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-
Detaylı11. 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
DetaylıDERS BİLGİLERİ Ders Kodu Yarıyıl T+U Saat Kredi AKTS Çok Değişkenli İstatistik EKO428 Bahar Ön Koşul Dersin Dili
DERS BİLGİLERİ Ders Kodu Yarıyıl T+U Saat Kredi AKTS Çok Değişkenli İstatistik EKO428 Bahar 3+0 3 3 Ön Koşul Yok Dersin Dili Türkçe Dersin Seviyesi Lisans Dersin Türü Seçmeli Dersi Veren Öğretim Elemanı
DetaylıKAMU 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
Detaylı7. BÖLÜM: ARDIŞIK BAĞIMLILIK
7. BÖLÜM: ARDIŞIK BAĞIMLILIK Bu bölümde; Regresyon Modelinden Artık Serileri Oluşturma Ardışık Bağımlılık Tespiti İçin Artıkların Grafiğini Çizme Regresyonu Kullanarak Birinci Sıra Ardışık Bağımlılık Katsayısını
DetaylıZaman 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
DetaylıEKONOMETRİ. 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
DetaylıEVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8)
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8) BAŞLANGIÇ Yeni bir dosya (workfile) yaratma Adım 1. Ana menüden File/New/Workfile ı seçin Adım 2. Workfile structure type ne tür veri kullandığınızı gösterir. ÖR1. Zaman serisi
Detaylıistatistik 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
DetaylıFarklı 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
DetaylıNormallik 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
DetaylıCh. 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
Detaylıİstatistiksel 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
DetaylıTürkiye 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
DetaylıBölüm 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
Detaylı3 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
DetaylıÇoklu Bağlanım Çözümlemesi
Çoklu Bağlanım Çözümlemesi Çıkarsama Sorunu Yrd. Doç. Dr. A. Talha YALTA Ekonometri 1 Ders Notları Sürüm 2,0 (Ekim 2011) Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike
DetaylıTEMEL 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
DetaylıDependent 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
DetaylıUYGULAMALAR. 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.
DetaylıNitel 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
DetaylıÖrnek. 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
DetaylıMIT 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.
DetaylıTÜRKİYE, 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,
DetaylıAkdeniz Üniversitesi
F. Ders Tanıtım Formu Dersin Adı Öğretim Dili EKONOMETRİ I Türkçe Dersin Verildiği Düzey Ön Lisans ( ) Lisans (x ) Yüksek Lisans( ) Doktora( ) Eğitim Öğretim Sistemi Örgün Öğretim (x ) İkinci Örgün Öğretim
Detaylı8. 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
DetaylıREEL 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
Detaylıaltında 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
DetaylıRegresyon 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
DetaylıMURAT 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
DetaylıMeslek 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
DetaylıKORELASYON 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
DetaylıEKONOMETRİDE 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
DetaylıİÇİNDEKİLER. 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
DetaylıMIT 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.
DetaylıKPSS 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
DetaylıKorelasyon 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)
DetaylıKUKLA 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
DetaylıİÇİNDEKİLER 1. BÖLÜM STATA PAKET PROGRAMINA GİRİŞ
3. BASKIYA ÖNSÖZ İleri Panel Veri Analizi kitabının 2012 yılında çıkan ilk baskısının çok hızlı tükenmesi üzerine, 2013 yılında çok daha fazla adetle ikinci baskısı yapılmıştır. Kitabın ikinci baskısı
Detaylı1. 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.
DetaylıDOĞRUSAL 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
DetaylıFındık 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
DetaylıNormallik Varsayımı ve Ençok Olabilirlik Yöntemi
Normallik Varsayımı ve Ençok Olabilirlik Yöntemi Yrd. Doç. Dr. A. Talha YALTA Ekonometri 1 Ders Notları Sürüm 2,0 (Ekim 2011) Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial
DetaylıÜSTEL 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
DetaylıİÇİNDEKİLER 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...
DetaylıKONULAR. 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
Detaylı2. 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
DetaylıTek 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
DetaylıKUKLA 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