Working Paper Fıyat teorısının malı teorısıne farkli bır bakiş: MLSTAR ve MLP modellerı
|
|
- Adem Büyük
- 8 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 econsor Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf The Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Bildirici, Melike; Ersin, Özgür Working Paper Fıya eorısının malı eorısıne farkli bır bakiş: MLSTAR ve MLP modellerı Koç Universiy-TÜSİAD Economic Research Forum Working Paper Series, No. 5 Provided in Cooperaion wih: Koç Universiy - TÜSİAD Economic Research Forum, Isanbul Suggesed Ciaion: Bildirici, Melike; Ersin, Özgür (0) : Fıya eorısının malı eorısıne farkli bır bakiş: MLSTAR ve MLP modellerı, Koç Universiy-TÜSİAD Economic Research Forum Working Paper Series, No. 5 This Version is available a: hp://hdl.handle.ne/049/0856 Nuzungsbedingungen: Die ZBW räum Ihnen als Nuzerin/Nuzer das unengelliche, räumlich unbeschränke und zeilich auf die Dauer des Schuzrechs beschränke einfache Rech ein, das ausgewähle Werk im Rahmen der uner hp:// nachzulesenden vollsändigen Nuzungsbedingungen zu vervielfäligen, mi denen die Nuzerin/der Nuzer sich durch die erse Nuzung einversanden erklär. Terms of use: The ZBW grans you, he user, he non-exclusive righ o use he seleced work free of charge, erriorially unresriced and wihin he ime limi of he erm of he propery righs according o he erms specified a hp:// By he firs use of he seleced work he user agrees and declares o comply wih hese erms of use. zbw Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf Leibniz Informaion Cenre for Economics
2 KOÇ UNIVERSITY-TÜSİAD ECONOMIC RESEARCH FORUM WORKING PAPER SERIES FİYAT TEORİSİNİN MALİ TEORİSİNE FARKLI BİR BAKIŞ: MLSTAR VE MLP MODELLERİ Melike Bildirici Özgür Ersin Working Paper 5 June 0 KOÇ UNIVERSITY-TÜSİAD ECONOMIC RESEARCH FORUM Rumeli Feneri Yolu Sarıyer/Isanbul
3 FİYAT TEORİSİNİN MALİ TEORİSİNE FARKLI BİR BAKIŞ: MLSTAR ve MLP MODELLERİ Melike Bildirici Yıldız Teknik Üniversiesi Özgür Ersin Beyken Üniversiesi Haziran 0 ÖZET Fiya seviyelerinin belirlenmesinde, FTPL eorisindeki gelişmeleri akiben mikar eorisinin eski mevcudiyei sorgulanır olmuşur. FTPL Teorisi fiya seviyelerinin sadece parasal büyüklüklerle değil aynı zamanda maliye poliikaları ekisiyle de değişebileceğini gösermişir. FTPL Teorisine göre mali poliikaların baskın olduğu ekonomilerde fiya seviyeleri bağımsız olarak uygulanan maliye poliikalarıyla belirlenebilecekir. Bu görüş hükümelerin uyguladığı ekonomi poliikalarını ekrar sorgulanır hale geirmişir. Bu çalışmanın amacı Türkiye ekonomisinde döneminde FTPL eorisi çerçevesinde Mali disiplini analiz emekir. Çalışma doğrusal modeller yerine doğrusal olmayan modeller kullanmayı amaçlamakadır. Bu modeller içinde belirgin olan STAR, LSTAR modelleri kullanılacak, MLSTAR modelleri ile Sokasik Yapay Sinir Ağları ve MLP yönemlerinden hareke ile SANN-MLSTAR modelleri gelişirilecekir. Anahar Kelimeler: FTPL, SANN, STAR, LSTAR, MLSTAR, MLP
4 . GİRİŞ Bu çalışmanın amacı Fiya seviyesinin belirlenmesine ilişkin maliye eorisi çerçevesinde Yumuşak Geçişli (Oo)Regresyon Modelleri nin kullanılması ve MLSTAR VE Sokasik Yapay Sinir Ağları (SANN) modellerinin gelişirilmesidir. Fiya seviyesinin belirlenmesine ilişkin maliye eorisinin incelendiği çalışmalarda Fiya Seviyesinin Mali Teorisi (FTPL) eorisinin doğrudan incelendiği çalışmalar çoğunlukla doğrusal modellerden oluşmaka ise de son yıllarda FTPL eorisinin es edildiği çalışmalar içerisinde, doğrusal olmayan ekonomerik yönemlerin kullanımı giikçe armakadır. Bu yönemler kullanılarak FTPL eorisinin ve/veya maliye poliikalarının sürdürülebilirliğinin rejim geçişli modellerle es edilmeye başlandığı görülmekedir. Bu çalışmalarda eşik yapısını içeren TAR ve ESTAR modellerine başvurulmaka ise de FTPL eorisinin doğrudan es edilmesi amaçlanmamakadır. Bu çalışmada ise FTPL eorisinin es edilmesine ilişkin Sokasik Yapay Sinir Ağları (SANN) ve Yumuşak Geçişli (Oo)Regresyon Modelleri nin gelişirilmesine yönelikir. FTPL konusundaki çalışmalarda Yumuşak Geçişli (Oo)Regresyon Modelleri nin kullanıldığı bir çalışmayla karşılaşılmamışır. Maliye poliikalarının izlediği, borçlara ve faiz dışı fazlaların sürdürülebilirliğine ilişkin TAR modelleri kullanılmaya başlanmışsa da bu modellerde, Hamilon ve Flavin (986) çalışmasındaki birim kök eslerinin kullanıldığı yaklaşım esas alındığından çalışmamızdaki yönemden farklılaşmakadır. Bu çalışmalarda TAR ve ESTAR modelleri mali değişkenlerin doğrusal olmayan çerçevede durağanlığının analiziyle ilişkilidir. Çalışma da STAR ve SANN modellerinin kullanılmasına ilişkin çerçeve sunulmaya çalışılmışır. Çalışmanın ikinci ve üçüncü bölümünde FTPL eorisini analiz eden çalışmalar incelenir iken dördüncü bölümde ekonomeri eorisi analiz edilecekir. Beşinci bölüm sonuçların arışıldığı bölümdür.. FAİZ ORANI VE FAİZ DIŞI FAZLA DEĞİŞKENİNİ KULLANAN FTPL ÇALIŞMALARI Leeper (99), Bohn (998), Afonso (00), Loyo (999) faiz dışı fazla ve nominal faiz oranlarına ilişkin kuralların ahmin edildiği emel çalışmalarıdır. Davig ve Leeper (005) ve Sims ve Zha (004) arafından doğrusal olmayan Rejim Geçişli modellere genelleşirilmişir. Öe yandan, kuralların doğrusal olmayan yönemlerle ahmin edilmesine yönelik diğer emel çalışmalardan olan Favero ve Giavazzi (003), Edielle ve Jackson (007) ve Greiner ve Kauerman (007) çalışmaları, FTPL eorisinin analizinde doğrusal olmayan yapı eşik manığını bünyesinde barındıran modellerle benzer yapıya sahipir. Afonso (00), Avrupa Birliğine üyesi 5 ülkede döneminde panel analizi ile faiz dışı fazla kuralını faiz dışı fazla/gsmh oranının bağımlı değişken olduğu ve borç sokunun GSMH ya oranının açıklayıcı değişken olduğu modeli ahmin emekedir. Afonso (00), fiya seviyesinin ve borç sokunun bağımlı değişken olduğu iki model daha ahmin ederek bu modellerde de benzer sonuçlar elde emişir. Bohn (998) çalışmasında, Leeper (99) faiz dışı fazla kuralı ile benzer yapıya sahip bir modelde, faiz dışı fazlaların belirlenmesinde maliye ooriesinin borç sokunu gözeip gözemediği incelenmekedir. Bohn (998) çalışmasında, Hodrick Presco filresi
5 3 kullanılarak modele çevrimsel değişkenlerin eklenmesi, modelde iş çevriminin ekisinin modele dahil edilerek doğrusal olmayan yapıya ilişkin bir değişkenin modele dahil edilmesi olarak düşünülebilir. Modelinde dönemi için regresyon modelini ahmin ederek ABD ekonomisinde kamu yükümlülüklerinden faiz dışı büçe fazlalarına doğru poziif yönlü bir geri yansımanın geçerli bulunmasının, bu dönemde akip edilen poliikaların Ricardocu olmasına işare eiğine değinmekedir. Woodford (998), Bohn (998) sonuçlarını FTPL eorisi kapsamında değerlendirilerek, ABD ekonomisinde. Dünya Savaşını akiben (Bohn çalışmasındaki dönemi kapsayan dönemde), mali dengenin kamu borçlarını gözeiğini, Ricardocu denkliğin geçerli olabileceğini arışmakadır. Niekim, fiya seviyesi, faiz oranları, kamu borçları ve faiz dışı fazlalar Ricardocu rejimlerle olduğu kadar Ricardocu olmayan rejimlerde de beraber hareke edebilmekedir. Cochrane (998), bu çerçevede rejimler arasındaki ayırımın incelenmesindeki problemlere dikka çekerek, şimdiki zamana indirgenmiş büçe kısıı ilişkisinin rejimler Ricardocu olsa da olmasa da uması gerekiğini oraya koymakadır. Bu çerçevede, Erdoğdu (003) ve Tanner ve Ramos (00) çalışmalarında Bohn (998) modeline benzer yapıdaki dinamik erimler içermeyen faiz dışı fazla kurallarının geriye dönük yapıya sahip olduğuna; FTPL eorisinin incelenmesinde ise zamanlararası büçe kısıı çerçevesinde gelecek beklenilerinin modele dâhil edilmesi önem vermekedirler. Creel ve Le Bihan (00), Cochrane eleşirisinden hareke emeke; Fransa ve ABD ekonomisi için es eikleri VAR modellerinde, yapısal ve çevrimsel faiz dışı fazla serileri arasındaki korrelasyonun isaisikî olarak anlamlı bulunmamasından harekele, faiz dışı fazla şoklarının kamu yükümlülüklerinde negaif bir epkiye sebep olduğunu oraya koymaka; Canzoneri e. al. (00) sonuçlarını desekler sonuçlar elde emekedir. Sala (004), VAR modelleri kapsamında, ABD ekonomisinde akip edilen poliikaların Canzoneri e. al. (00) sonuçlarının aksine, döneminde Ricardocu olmayan yapıda olduğunu; 990 sonrası dönemde ise Ricardocu rejimlerin hâkim olduğu yapıda olduğu sonucuna varmakadır. Thams (006, 007) doğrusal VAR ve doğrusal olmayan MS-VAR modellerinin kullanıldığı çalışmalarında, İspanya da ve Almanya da dönemlerinde mali şokların fiya seviyesi üzerindeki poziif ekilerin reddedilemeyeceği sonucuna varmışlardır. Claeys ve diğ. (008), VAR modelleri çerçevesinde es eikleri çalışmalarında, Almanya da bölgesel yöneimlerin Ricardocu olmayan yapıda poliikalar uygularken, genel yöneimin izlediği Ricardocu poliikaların, bölgesel yöneimlerin izlediği Ricardocu-olmayan poliikaların serve ekilerini beraraf eiğini oraya koymakadır. Edielle ve Jackson (007) çalışması, Bohn (998) çalışmasını Güney Afrika için ekrarlayarak maliye poliikasının borçlara karşı epkisine ilişkin paramerenin dönemi için poziif ahmin edilmekle beraber, ve dönemleri için ayrı ayrı ahmin edilerek, 993 sonrasında maliye poliikasının epkisinin beklenenin aksine negaif olduğunu gösermeke, değişkenin negaif yöne dönmesinin epki fonksiyonunun doğrusal değil dışbükey yapıda olabileceğine ilişkin bir bulgu olduğuna değinmekedir. 3. TÜRKİYE EKONOMİSİNDE FTPL TEORİSİNİN TEST EDİLDİĞİ ÇALIŞMALAR Türkiye de büçe açıklarının enflasyon üzerindeki ekilerinin koinegrasyon yöneminin kullanılarak analiz edildiği Mein (995) çalışmasında, ,
6 4 ve üç al döneminde büçe açıklarının enflasyon oranını poziif yönde ekilediği sonucuna varılmışır. Akçay, Alper ve Özmucur (996), Türkiye de II. Dünya Savaşı sonrası dönemde yıllık veriler kullanarak parasal büyüme, enflasyon ve büçe açıkları arasındaki ilişkileri incelemiş ve uzun dönemde paranın yansız olmasının yanında büçe açıklarının nispi fiyalar üzerindeki enflasyonis ekilerini gösermişir. Çeinaş (005), dönemi için üç aylık verilerden harekele elde eiği koinegrasyon ve haa düzelme modelini kurarak büçe açıklarının enflasyonis ekilerini reddedememeke; nedensellik esleri ile yapılan analizde, büçe açıkları ve enflasyon arasındaki karşılıklı ilişkiyi oraya koymakadır. Cansu (005), Türkiye de iç borçlanma, faiz oranı ve kurlardan oluşan zaman serileri için ahmin eiği VAR modeli ve nedensellik esleriyle, iç borçlanma, faiz oranı ve kurlar arasındaki ekileşime dikka çekerek Türkiye de iç borçlanmanın mali baskınlık yaraığı sonucuna ulaşmakadır. Creel ve Kamber (004), Türkiye ekonomisi için iç borç ve faiz dışı fazla serileri ile ahmin eikleri VAR modellerinde, döneminde akip edilen poliikaların Ricardocu yapıya yakın bulunmasına ek olarak, krizlerinin gerçekleşiği yılların dahil edildiği örneklemi için elde edilen eki epki fonksiyonlarında, iç borçlanmanın faiz dışı fazla şokları sonrasında izlediği paikanın poziif olduğundan harekele, Türkiye de FTPL eorisinin özellikle Bankacılık krizleri sonucunda geçerli kabul edilmesi gerekiğini gösermekedir. Bildirici ve Ersin (008), borçlanma maliyelerine göre iki gruba ayırdıkları yüksek borç/gsmh oranlarına sahip ülkeleri inceledikleri çalışmalarında, birinci grup, kriz deneyimlerine, yüksek borçlanma ve borç maliyelerine sahip Meksika, Hindisan, Türkiye, Arjanin ve Brezilya dan oluşurken; ikinci grup ise yine yüksek borç oranına sahip olan ancak borçlanma maliyeinin düşük olduğu İngilere, Fransa, Almanya, İspanya, Avusuralya ekonomilerinden oluşmakadır. Her iki grubun da yüksek borç/gsmh oranlarına sahip olmalarına rağmen; birinci grupaki ülkelerde iç borç şoklarının enflasyon oranı üzerindeki ekilerinin daha fazla olduğu ve ekonomik krizlere daha yakın oldukları sonucuna varılmakadır. 4. EKONOMETRİ TEORİSİ Çalışmada doğrusal olmayan yumuşak geçiş modelleri STAR ve LSTAR modelleri MLSTAR modeline genişleilir iken bu model SANN model ile karşılaşırılacakır. a. STAR, LSTAR ve MLSTAR Modeli FTPL eorisinin es edilmesinde doğrusal olmayan emel STAR modelleri olan LSTAR ve ESTAR modellerinden farklı olarak ikiden fazla rejime genişleilmişir. Bu çerçevede, LST(A)R ve EST(A)R modellerinin oluşurulmasında akip edilen Luukkonen ve diğ. (988), Teräsvira, Lin ve Granger (993), Granger ve Teräsvira (993), Teräsvira (994) ve Teräsvira (997) doğrusal olmama eslerinin emel alındığı model oluşurma süreçleri emel alınmışır. STAR modelinin ikiden fazla rejime genişleilmesinde STAR modellerinin yerleşik yapıda anımlandığı van Dijk ve diğ. (997, 999) MRST(A)R modeli ve Lundberg ve diğ. (003) TVST(A)R modellerinden farklı olarak, ANN yapısında öne çıkan eklemeli
7 5 yapı önem aşıdığından, yaklaşım çerçevesinde eklemeli STAR modeli incelenmiş, ANN modelindeki sigmoid geçiş fonksiyonu yapısından harekele oluşurulan lojisik geçiş fonksiyonlu MLSTAR modelinin oluşurulmasında ST(A)R modelleri için akip edilen LM es süreçleri emel alınmışır. Bu çerçevede regresyon uzayının ikiden fazla al örnekleme bölünerek, serilerde doğrusal olmamanın reddedilemediği durumlarda modelin doğrusal olmayan kısmından emin edilen bilginin iyileşirilmesi çalışmanın emel amaçlarından birini eşkil emekedir. Tek geçiş fonksiyonlu (çif rejimli) bir LST(A)R modeli yazılırsa, ( ( ;,, )) ( ;,, ) y = φ x% F x% γ α c + φ x% F x% γ α c + ε (0.) F lojisik fonksiyonu ise, ( ) ( x; γ, α, ) exp{ γ ( α x )} F c = + c (0.) Model basilik amacıyla ek değişkenli varsayılmışır. Denklem (0.) de geçiş x =, x x,..., = y y p, lojisik fonksiyonda p ade fonksiyonunda girdi vekörü ( ) geçiş değişkeninin (,..., i i ip) % ve ( ) α = α α geçişe nispi ağırlıklarını beliren paramere vekörü, c ek eşik değeri ve γ geçiş hızı parameresidir. ε sıfır oralamalı ve sabi varyanslı N~ (0, δ ) dağılan beyaz parazi haa erimidir. Denklem (0.) de paramereler, ϕ 0 = φ, ϕ = φ φ olarak yeniden yazılırsa, ( ;,, ) y = ϕ x% + ϕ x% F x% γ α c + ε (0.3) 0 LST(A)R modelinin eklemeli bir göserimine ulaşılmakadır. Denklemde doğrusal kısım olan ϕ 0 x% doğrusal-olmayan kısım olan ϕ x F ( s ; γ, c ) % ile oplanmakadır. Denklem (0.3) e, ikinci bir doğrusal-olmayan kısım eklenerek iki geçiş fonksiyonlu bir ST(A)R modeli elde edilecekir. Geçiş fonksiyonu lojisik fonksiyon olarak anımlandığında iki geçiş fonksiyonlu MLST(A)R modeli, ( ;,, ) ( ;,, ) y = ϕ x% + ϕ x% F x% γ α c + ϕ x% F x% γ α c + ε (0.4) ve geçiş fonksiyonları 0 ( ;,, ) exp { ( ) } x γ α = + γ α x F % i i i c % i i i ci,i=,. (0.5) olarak anımlanmışır.
8 6 Denklem (0.4), k ade geçiş fonksiyonu ile genişleilirse, k lojisik fonksiyonlu k+ eklenmiş kısımdan oluşan MLST(A)R modeli, k ( ;,, ) y = ϕ x% + ϕ x% F x% γ α c + ε (0.6) 0 i i i i i i= ( ;,, ) exp { ( ) } x γ α = + γ α x F % i i i c % i i i ci i=,,,k. (0.7) elde edilmişir. Modelde girdi vekörü x = (, x ) = ; ve dolayısıyla p+ paramere vekörü ϕ 0 = ( ϕ0,0, ϕ0,,..., ϕ 0, p ) olarak anımlanmışır. Doğrusal kısıma eklenen ikinci kısımda girdi paramereleri şu şekildedir; i k giderken, i inci ooregresif kısımda p inci paramere ϕ i = ( ϕi,0, ϕi,,..., ϕ i, p), i=,, k paramere vekörü ile anımlanmışır. α,..., i = αi α ip olup her i inci geçiş fonksiyonu p ade geçiş Denklem (0.7) de ( ) %, x (,..., y y p) parameresine sahipir. Dolayısıyla, modelde geçişe rol oynayan birden fazla değişken olup değişkenlerin nispi ağırlıkları söz konusudur. STAR modellerinde ek bir geçiş değişkeni kullanılmakadır. Dolayısıyla, α i paramere vekörü ek bir geçiş değişkeni için düzenlenir ve bu değişkenin parameresi e normalize edilirse, ( { }) ( γ ) γ ( ) FiML, si; i, ci = + exp i si ci, i=,,,k. (0.8) MLST(A)R geçiş fonksiyonu F ( s c ), ; γ, elde edilmekedir. iml i i i İki geçiş fonksiyonlu bir MLST(A)R modeli, ( ;, ) ( ;, ) y = ϕ x% + ϕ x% F s γ c + ϕ x% F s γ c + ε (0.9) 0, ML, ML ve k ade geçiş fonksiyonlu model, k ( ;, ) y = ϕ x% + ϕ x% F s γ c + ε (0.0) 0 i i, ML i i i i= olarak elde edilmekedir. Modelde, i inci geçiş fonksiyonunda geçiş değişkeni si x dir. γ i > 0 geçişin hızı paramereleri ve c i eşik değerleridir. Her rejimde p+ paramere; doğrusal kısımın eklenmesiyle k+ bölgesel-doğrusal kısım; k ade geçiş fonksiyonunda yine k ade γ ve c
9 7 olduğundan oplam ahmin edilecek paramere sayısı (k+)(p+)+k ya inmekedir. ε ~i.i.d. (0, δ ) beyaz paraziir. MLST(A)R modeli belli durumlarda doğrusal AR; iki ve daha çok rejimli SETAR; iki ve daha çok eşikli LSTAR modeline dönüşmekedir. Modelde, γ = γ =... = γ k = 0 olduğunda, FiML, ( si; γ i, ci) =0.5 olacağından doğrusal AR modeli elde edilmekedir. Öe yandan, γ j yaklaşırken geçişler serleşeceği için model ikiden fazla rejimli SETAR modeline dönüşmekedir. Öe yandan γ > 0 ve γ = γ3 = γ4 =... = γ k = 0 olduğunda, MLST(A)R modeli LST(A)R modeline dönüşmekedir. γ > 0 ve γ > 0 kabul edilerek γ 3 = γ4 =... = γ k = 0 reddedildiğinde, MLST(A)R modeli iki eşikli LSTAR modeli olarak da adlandırılmakadır. MLST(A)R modelinin eklemeli ST(A)R göserimi modelin STAR doğrusallık esleri ile modellenmesine olanak anımakadır. MLST(A)R modelinde es döngüsü kapsamında j= den j k giderken boş önsavın ilk kabul edildiği nokada durulmakadır. Bu çerçevede, lojisik fonksiyonların ek ek eklenerek sınanması mümkündür. Değinilen MLST(A)R modelinde geçiş fonksiyonu üsel fonksiyon olarak anımlanabilir. Bu koşullarda elde edilen model MEST(A)R Çoklu Üsel Yumuşak Geçişli (Oo)regresif Modeli olarak adlandırılacakır. STAR modellerinde üsel fonksiyon ile lojisik fonksiyon arasında ayırırım yapmayan çalışmalar içerisinde Öcal ve Osborn (00), Sensier e. al. (00), Osborn e. al. (00) çalışmalarından bahsedilebilir. Franses ve van Dijk (999) MRST(A)R modelinde ise geçiş fonksiyonları lojisik fonksiyon olarak anımlanmışır. b. SANN Modeli Tong (990) TAR modelinde, zaman serisi iki ve daha çok al bölgeye (al örneklemlere) ayrılmaka, bu bölgelerin kendine has yapılarına yönelik uzmanlaşmış basi doğrusal AR modelleri beraberce modellenmekedir. Dolayısıyla, T(A)R modelinde bölgelerde doğrusal (locally linear) uzmanların beraberce modellenerek paramerelerde doğrusal olmayan bir yapıya kavuşulması söz konusudur. HME modelinde girdi uzayının al bölgelerinin farklı birçok farklı model kullanılarak modellenebilmekedir. TAR modelinde AR modellerinin kullanılması sonucunda HME modeli daha esnek bir yapıdadır(weigend, Mangenas, 995:3). TAR modelinin ANN modeli çerçevesinde genişleilmesiyle SANN modelleri elde edilmekedir. Çalışmada, çoklu STAR modelleri üsel fonksiyonlu modellenmemekedir. Bu yaklaşımda, üsel geçiş fonksiyonlu modelde karşılaşılaşığımız güçlükler şunlardır. Birincisi, modelde geçiş fonksiyonu üsel belirlendiğinde modelin T(A)R göserimine ulaşılamamakadır. γ giderken üsel fonksiyon aynı değere yakınsamaka, model doğrusala dönmekedir. Dolayısıyla, MLST(A)R modeli MT(A)R modelinin bir göserimi iken MEST(A)R modeli MT(A)R modelinin bir göserimi değildir. İkincisi, üsel fonksiyonlu geçiş fonksiyonu simerikir. Üsel fonksiyonda bir ora rejim ve dış rejimler olmak üzere üç rejim modellenebilmekedir. Dış rejimlerde ise yapı aynıdır. Dolayısıyla, ora ve dış rejimler olmak üzere iki farklı rejim yapısı modellenmekedir. Üçüncüsü, üsel fonksiyon ANN modellerinde yer alan geçiş fonksiyonları ailesine dahil değildir. Öe yandan, gausyan dağılım fonksiyonu benzer geçiş yapısına sahip bir fonksiyon olup ANN modellerinde kullanılmakadır. ST(A)R modellerinde gausyan dağılım kullanılabilmeke ancak ercih edilmemekedir (Tong, 990).
10 8 Zaman serisi analizinde, x = ( y, y,..., y p, y p ) girdi sei alında, E ( ) beklenen değerinin elde edilmesi için kurulan model doğrusal AR regresyonu, y x y = β 0 + β y β p y p + ε (0.) veya doğrusal olmayan yapıda, ( x ) fonksiyon kabul edilmekedir. Tong (990) TAR modelinde, J y ( β ) ( ) j j j = = f, β + ε olarak modellenmeke, f doğrusal bir y = + b x I A + ε (0.) ( ) I( A) = rj y d< rj (0.3) modelde, ε i.i.d. sıfır oralamalı ve sabi varyanslı haa erimi, d p geçiş değişkeninin gecikmesi, r j eşik değerleri β j ve b j ooregresif paramere vekörünün alacağı yeni değerleri belirlemekedir. Geçiş değişkeni y d olup, y d nin r j değerlerini aşığında (alında kaldığında) ooregresif paramerelerin aldığı değerler farklılaşmakadır. Lai ve Wong (00), TAR modelinde kullanılan I (A) geçişin belirleyicisi kabul edilmeke, belirleyici değişken olarak adlandırmaka ve SANN modelinde lojisik yapıda değerlendirmekedir. Eğer A gerçekleşirse (gerçekleşmezse) belirleyici değişken I(A)= (=0) değerini alır. TAR modelleri birden fazla eşiğin belirlenmesindeki zorluklar sebebiyle genellikle ek bir r eşikle sınırlı kalmaka, iki rejimli (J=) modellenmekedir. Lai ve Wong (00), TAR modelindeki geçiş yapısında x y nin süreksiz bir fonksiyonu olup ve geçiş fonksiyonu sıçrama yapmakadır. Lai ve Wong SANN modelinde lojisik akivasyon fonksiyonlarına değinilmekle beraber model kesikli yapıya sahip basamak fonksiyonu ercih edilmekedir. Sürekli yapıya sahip ek gizli kamanlı ANN modeli sokasik yapıda zaman serilerine uyarlanırsa SANN modeli, ( ) J = 0 + j j + j + j = y β βψ α a x ε (0.4) Lai, Wong, 00, age, 969; Lai ve Wong (00), Lewis ve Sevens (99) ASTAR modeline değinerek -TAR modelinden farklı olaraksürekli olmasına değinmekedir. Ancak, sürekli fonksiyon yapılarıyla sigmoid geçiş fonksiyonlu STAR modellerine değinilmemekedir; HME Modellerinin incelendiği, Weigend (995), Huera, Jiang ve Tanner (000, 00, 003), Carvalho ve Tanner (006) TAR modellerini aynı çerçevede eleşirmekedir. Benzer bir eleşiri ANN yazınında McCollough- Pis (943) modeline geirilmiş olup, sürekli ve sigmoid yapıda akivasyon fonksiyonlarının kullanılması benimsenmişir.
11 9 elde edilebilir. Modelde, ψ ( u) = lojisik fonksiyonu olup, lim u u ψ ( u) = ; + e lim u ψ ( u) = 0 ve [0,] aralığında kısılı yapıda, sigmoid biçimli olacak ve TAR ürü geçiş fonksiyonundan farklı olarak sürekli bir fonksiyondur. Model, McCullochs-Pis (943) nöron modelini emel almaka, x simuli vekörü -α eşiğini aşığında α + ax 0 akive J olmakadır. βψ j ( αj + j ) her j nöronu ax, J ade nörona sahip ekil bir kamanın oplam çıkısı olup j= β j parameresiyle ağırlıklandırılır. J=0 olduğunda model ARX modeline dönüşmekedir. ARX modelinde, gizli kamanın akivasyon fonksiyonu ψ ( u) J=0 olduğunda oplama operaörü kalkacağından lojisik çıkı kamanı gibi değerlendirilir(chen vd., 00;675). Denklem (0.) ile verilen TAR modelinde Jordan ve Jacobs (994) HME modelinden yola çıkarak x girdi uzayı al bölgelere bölünmekedir. Model, her al bölgede koşullu beklenen değer E( y x ) in ahmin edilmesine dayanmaka; al bölgeler r j eşik değerlerinin belirlenmesiyle { rj y d< rj} seçilerek elde edilir. TAR modelinin geçiş fonksiyonu yapısındaki benzerliken harekele, y J ( ) I ( ) = β + b x + β + b x α + a x + ε (0.5) 0 0 j j j j j = TAR modeli emel alınarak ser geçişlere sahip ANN modeli elde edilir. Denklem (0.5), Denklem (0.4) ile verilen ANN modelinin TAR ve HME modelleriyle genelleşirilmiş bir biçimidir. Model, Denklem (0.) ile verilen TAR yapısıyla genelleşirilmiş, HME modelinden devralınan olasılık yapısıyla sağlanmakadır 3. Jordan ve Jacobs (994) ve Huera ve diğ. (00), HME modellerinde I(A) basamak geçiş fonksiyonu lojisik fonksiyonla genişleilebileceğine değinmekedir. SANN modeli lojisik fonksiyon (sigmoid) ile modellenirse, J ( ) ( ) y = β + b x + β + b x ψ α + a x + ε (0.6) 0 0 j j j j j = olarak göserilmekedir. Lai ve Wong (00) Sokasik ANN modelinde I j geçiş fonksiyonu bir rassal değişken biçiminde ele alınmakadır. Modelin göserimi, y J ( ) = β + b x + β + b x I + ε (0.7) 0 0 j j j j = 3 Jordan ve Jacobs (994); Weigend (995); Huera ve diğ. (003); Carvalho, Tanner (006); Prado, ve diğ. (006).
12 0 I değişkeni [0,] aralığında değerlere sahip Bernoulli rassal değişkeni, { e } ve j den bağımsız anımlanmakadır. P I = x = P I = 0 x = ψ α + a x (0.8) { j } { j } ( j j ) Ij değişkeni, TAR modelindeki I(A) yazımına benzer bir yapıda olmakla beraber, TAR modelindeki sıçrama yapısından farklı olarak, ANN modellerinde kullanılan ψ ( α j + ax j ) sigmoid nöronun esas alınmasıyla [0,] aralığında sürekli bir yapı kazanmışır. Dolayısıyla Lai ve Wong modelinde lojisik fonksiyonun kullanımı, rejimler arasında geçişe bir olasılık fonksiyonu gibi ele alınmakadır. Akivasyon fonksiyonu TAR modelinde geçişi sağlayan kesikli yapıdaki göserge fonksiyonundan harekele modellenmekle beraber, lojisik fonksiyon ile sürekli bir yapıda ele alınabileceği vurgulanmakadır. Modelin dör emel özelliğine dikka çekilirse, ) McCulloch ve Pis (943) ANN modelinden nöron yapısı emel alınarak nöronlar uzmanlar çerçevesinde genelleşirilmişir. McCulloch ve Pis (943) yapay nöron modelinde kullanılan basamak fonksiyonuna benzer bir yapı TAR modelinde kullanılmakadır. Her iki modeldeki ser geçiş yapısı ve eşik manığı x simuli vekörü -α eşiğini aşığında α + ax 0 akive olan basamak fonksiyonu yapısının lojisik fonksiyonla iyileşirilmişir. ) Lai ve Wong (00) SANN modelinde HME Modelinde uzmanların ağırlıkları [0,] aralığında olup bireysel kakıları nöronların akivasyon değerleri ile benzer yapılara sahipir. Kullanılan geçiş fonksiyonları [0,] aralığında anımlıdır. ANN yazınında, ekonomeri yazınını akiben geçişler olasılıklar çerçevesinde yorumlanması erk edilmekedir. 3) SANN modelinde emel alınan eşik sisemi ve akivasyon yapısı TAR modelleri arafından da paylaşılmakadır. Modelde, x girdi uzayının her bir elemanının örneklem uzayının ayrı nokalarındaki kısmi ekilerini farklılaşıran doğrusal olmayan yapıya sahipir. Modelde lojisik fonksiyon [0,] aralığında bir değişken gibi hareke ederek j= J ade ( β j + bx j ) nöron fonksiyonuna [0,] aralığında belli ağırlıklarla akive emekedir. Akive olan ( β j + bx j ) fonksiyonundan gelen değerler doğrusal kısımdaki β 0 + bx 0 regresyonuna eklenmekedir. Dolayısıyla, paramereler değişmeyen yapıda iken, zamanın her nokasında her bir x girdisinin kısmi ekisi (Baron R.:995: 3) y x ve bağımlı değişkenin x girdilerine hassasiyei örneklem boyunca ve farklı al bölgelerde (rejimlerde) farklılaşmakadır (Hashem S.; 99: 49). 4) ANN modellerinde akivasyon yapısı percepron modeli basamak fonksiyonundan Çok Kamanlı Persepron modelinde sigmoid yapıya genişleilerek modelde süreklilik
13 sağlanmışır. TAR modelinde kullanılan basamak yapısına sahip geçiş fonksiyonları kullanılırken, STAR modellerinde benzer sigmoid yapıda yumuşak yapılı geçiş fonksiyonları içinden lojisik ve üsel fonksiyonlar kullanılmakadır. Lai ve Wong (00) SANN modelinde STAR modellerine değinilmemekedir. Öe yandan, ekonomeri yazınından harekele STAR modelleri SANN modelleri çerçevesinde genelleşirilebilmekedir. Denklem (0.7), McCulloch ve Pis (943) persepron modelinin emel alındığı ve İkisa yazınına Kuan ve Liu (995) çalışmasında ekonomerik bir bakış açısıyla arışılan Çok Kamanlı Percepron ANN (MLP-ANN) modelinden üç önemli farka sahipir. Birincisi, denklem (0.7) ile verilen model Kuan ve Liu (995) e değinilen modelden farklı olarak sokasik bir yapıda değerlendirilmekedir. İkincisi, SANN modelinin STAR modelleri çerçevesinde doğrusal olmayan yönemlerle modellenebilmesidir. Üçüncüsü ise modelin ANN modelleriyle olan farklarıyla ilgilidir. Dolayısıyla, ANN modeli emel alınarak ve TAR ve HME modellerine genelleşirilmesiyle elde edilen SANN modeli STAR modelleri çerçevesinde incelenebilir. SANN modelinde akivasyon fonksiyonunda McCulloch ve Pis (943) nöronunun α + ax < olması gereklidir. SANN modelinde kullanılan akive olması için ( j j ) 0 ψ ( α j + ax j ) nöron fonksiyonu, TAR modelindeki geçiş fonksiyonu yapısına adape edilirse Denklem (0.3) ile verilen I( A) = ( rj y d< rj) eşik yapısı esas alınmakadır. Niekim Denklem (0.3) normal dağılım fonksiyonu ile modellenirse, ANN modelleri içerisinde değineceğimiz Radyal Baz Fonksiyonu RBF-ANN modellerinde kullanılan baz fonksiyonunun eşik yapısına sahip olmakadır. RBF-ANN modellerinde kullanılan geçiş fonksiyonlarının çok önemli bir farkı gaussyan dağılım fonksiyonu kullanılmasıdır. Öe ψ ax r akivasyon fonksiyonlarının eşik yapısı yandan, ANN modellerinde ( j j) ( ax j rj) emel alınarak; ψ akivasyon fonksiyonunun sigmoid biçimli olduğu varsayılarak SANN modeli, y J ( ) ( r ) = β + b x + β + b x ψ a x + ε (0.9) 0 0 j j j j j = biçiminde üreilmiş ek gizli kamanlı ve J ade nöronlu bir Sokasik ANN modeli elde edilir. Modelde, simula girdi marisi ax nin j r j eşik değerinin üsünde ve alında değerler aldığında ψ ( j rj) ax nöronu [0,] aralığında anımlıdır. Sigmoid biçimli akivasyon fonksiyonları hiperbolik anjan ve lojisik (ANN yazınında karşılaşılan diğer adıyla log-sigmoid) fonksiyonlardır. Öe yandan, hiperbolik anjan fonksiyonu [-,+] arasında kısılı değerler üreen bir fonksiyondur. Dolayısıyla, modelde I fonksiyonu [0,] değerleri arasında kısılı olmadığından TAR yapısından farklıdır. Çalışmada, geçiş fonksiyonları ailesi göz ardı edilmemekle beraber, doğrusal olmayan ekonomerik modeller içerisinde TAR ve STAR ailesi kapsamında lojisik fonksiyonlar esas alınacakır.
14 SANN modeli girdi kamanında, x girdi marisi yer alırken, girdi kamanı ile gizli kamanda yer alan nodlar arasındaki bağlanı a j paramereleri ile sağlanmakadır. Gizli kamanda yer alan her rejimde, nöronlar ( β j + bx j ) regresif kısmıyla çarpılmakadır. Modelde gizli kamanda yer alan nöronlar y bağımlı serisini içeren çıkı kamanına bağlanmakadır. Modelde, çıkı kamanı doğrusal fonksiyon olarak anımlandığından nöronlar çıkı kamanına doğrudan bağlanmakadır 4. Modelde, girdi ve paramere çarpımlarını ifade eden j ψ ax j rj fonksiyonu ax= j y d alınırsa, geçiş ax ile elde edilen ( ) fonksiyonu ψ ( y d rj) olacakır. Elde edilen SANN modeli, ( ) ( ) J = β β j + j ψ d j + ε j = y b x b x y r (0.0) biçimindedir. Denklem (0.0) de, rejimler arası geçiş y ddeğişkeninin r j eşik değerinden uzaklığı arafından belirlenmekedir. ψ ( z) akivasyon fonksiyonu bir γ sabiiyle çarpılarak ψ ( γ z ) ve orak paranezde yazılarak ψ γ ( z) elde edilen akivasyon fonksiyonu, ( y r ) ( y r ) ( ) ( ) ( d j) ψ γ γ = ψ γ = + d j d j e γ y r (0.) LSTAR geçiş fonksiyonu biçiminde yazılabilmekedir. J= olarak anımlanırsa, SANN modelinin LSTAR göserimi, ( ) ( ) ( ) y = β + b x + β + b x ψ γ y r + ε (0.) 0 0 j j d j = β + β b x + + b x + ε ( ) ( y r ) 0 0 e γ + d şeklindedir. Tek eşik değeriyle ve iki rejimle kısılanmış bir model elde edilmekedir. Model Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif (LSTAR) modeli ile eşdeğer göserime sahipir. SANN modelinde J= olarak anımlanırsa MLSTAR göserimi, y = β 0 + bx 0 + ( β + bx ) + ( ) ( ) γ y d r ( s ) γ y r e β + bx + e ε + + (0.3) elde edilmekedir. Denklemde, geçiş değişkenlerinin s=d aynı olduğunda, MLSTAR modeli 3 rejim içerirken, s ve d birbirinden farklı olduğunda, model 4 rejimli bir MLSTAR modeli olarak anımlanmakadır. 4 MLP modellerinde uygulandığı üzere, çıkı kamanı fonksiyonu sigmoid bir fonksiyon olarak anımlanabilmekedir. Çalışmada basilik amacıyla ANN modelleri doğrusal çıkı kamanları ile anımlanmışır. Diğer arafan, çıkı kamanının doğrusal bir fonksiyon olarak anımlanmasının bir diğer sebebi, TAR ve STAR modelleri ile benzer fonksiyonel çerçevenin sürdürülmesinin amaçlanmasıdır.
15 3 Akivasyon fonksiyonu ψ ( z) girdi uzayını iki rejimli bir yapıya bölmekedir. İki rejimli bir LSTAR modeli, değinilen kısılar alında, iki nöronlu bir SANN modeli olarak göserilmekedir. Gerçeke, LSTAR modelinde ek bir nöron kullanılmakadır. Öe yandan, ψ ( z) = ve 0 olduğunda iki rejim, Rejim : eğer ψ = ise Rejim : eğer ψ = 0 ise iki uç rejim aralığı: eğer ψ 0< ψ < ise y ( ) ( ) β0 + β + b0 + b x + ε = β + bx+ ε ( β 0 + ψβ) + ( b0 + ψ b) x + ε 0 0 (0.4) biçimindedir. LSTAR modeli ek gizli kamanlı SANN modelinin özel bir durumu olarak göserilmekedir. Modelde ek bir akivasyon fonksiyonu olan ψ ( z) j= iki ayrı rejimin ve rejimler arasındaki süreçlerin modellenmesine olanak anımakadır. ψ ( z) fonksiyonu sürekli bir fonksiyon olduğundan [0,] değerleri arasında değerler alarak rejimlerin göreceli ağırlıkları farklılaşmakadır. a. Daa 5. DATA VE EKONOMETRİK SONUÇLAR Çalışmada, Fiya Seviyesinin Belirlenmesinde Maliye yönlü yaklaşımın es edilmesi amaçlanmışır. Veriler, T.C. Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden (EVDS) derlenmiş olup dönemini kapsamakadır döneminde çalışmanın sonlandırılmasının nedeni 008 büyük resesyonun ekisi ile ekonomi poliikaların değişmesidir. TCMB açık enflasyon hedeflemesine geçiği 006 yılından sonra ilk defa yaşanılan anlamda poliika değişikliğine gimiş ve yaşanan büyük resesyon sonrası fiya isikrarının yanında finansal isikrarı da gözemeye başlamış, kısa vadeli sermaye girişini konrol emek önemli bir poliika aracı olmuş ve faiz oranı düşük uulmuşur. Bu yapı değişiminin ekisini dışarıda bırakmak için döneminde krizin ekisi am olarak yansımadan dönem sonlandırılmışır. Çalışmanın kapsamında FTPL eorisinde göserge kabul edilebilecek bir maliye serisi oluşurulması amaçlanmışır. Mali baskınlığın bir gösergesi olarak analiz edilmesi amaçlanan (foo) ne borçlanma faiz ödemeleri oranı serisi, foo = ifo dfo (0.5) biçiminde hesaplanmışır. Denklemde, ifo =ne iç borç faiz ödemeleri, dfo =ne dış faiz ödemeleridir 5. Ekonomilerde, büçe açıklarının arığı dönemlerde aran oranlarda iç borçlara dönemini kapsayan ifo ve dfo serileri yılları arasında kümülaif olarak; yılları arasında ne değerler olarak yayımlanmışır. Dolayısıyla ifo ve dfo serilerinin ham halleri 005 yılına kadar esere biçimli bir paika akip
16 4 başvurulurken, faiz dışı fazlalar iç borç ödemelerinin arığı oranda azalmakadır. Özellikle kriz dönemleri öncesi ve sonrasında dış kaynakların oradan kalkması ve yoğun iç borçlanmaya başvurulması söz konusu olmaka; bu kapsamda, borçların vadelerinin azalması ve faiz oranlarının yükselmesiyle, borçlanmanın büçe kısıı üzerindeki ekisi yükselmekedir. Öe yandan, büçe finansmanının bir diğer kaynağı ise dış borçlanmalardır. Değinilen çerçevede, ne iç borç faiz ödemelerinin ne dış borç faiz ödemelerine bölünmesiyle mali baskınlığın bir gösergesi olarak ele alınan ne faiz ödemeleri oranı serisi oluşurulmuşur. Çalışmada, Cochrane (998a, 998b) eleşirisi göz önünde bulundurularak eki epki analizine başvurulması hedeflenmekedir. Bu çerçevede, negaif ve poziif şokların ve bu şokların büyüklüğüne ek olarak, şokları akip eden epkilerde gerçekleşebilecek asimerik yapının modele dâhil edilmesi gündeme gelmekedir. b. Ekonomerik Sonuçlar İncelenen dönem 994 Krizi, 997, 998 ve 999 Asya, Rusya Krizleri ve 999 depremi yılları, Kasım 000 Şuba 00 ve 008 yılının orasından iibaren ağırlıkla hissedilen Küresel Bunalım dönemlerini içermekedir. Serinin doğal logariması alınarak elde edilen lnfoo serisinin maksimum ve minimum değerleri 4.0 ve ve sandar sapması. dir. Doğal logarima (lnfoo) serisi için hesaplanan s=-0.7 sıfır değerine yaklaşırken k=3.73 hesaplanarak 3 e yaklaşmakadır. Lnfoo serisine ilişkin birim kök esleri verilmekedir. ADF ve KPSS esleri sonucunda lnfoo serisinin I() birinci dereceden enegre olduğu sonucuna varılmakadır. Tablo. Birim Kök Tesleri ADF* KPSS** KSS*** lnfoo serisi (seviye) ().453 (8.6) -.8(5) lnfood serisi ( inci fark) () 0.06 (7.36) -7.9(3) ** KPSS (99) kriik değerleri 0.739;0.463; KPSS esinde Andrews ban aralığı ( ) içinde verilmişir. *** Kapeanios Shin Snell (003) STAR ipi doğrusal olmayan BK esidir.,trend anlamsız bulunmuşur. KSS (003), Tablo de, rendin anlamsız bulunduğu durumda α = %5 anlamlılık seviyesinde doğrusal olmayan kriik değeri -.8 dir. Serinin doğrusal olup olmadığına ilişkin öncül bir karar verilmemekle beraber, üçüncü bir es olarak doğrusal olmayan bir birim kök esine başvurulmuşur. Kapeanios Shin Snell (003) birim kök esinde, STAR ipi doğrusal olmayan I(0) durağan seri, STAR ipi doğrusal olmayan I() enegre seriye karşı sınanmakadır. STAR ipi birim kök esi kapsamında %5 anlamlılık seviyesinde, lnfoo serisinin I(0) olduğu önsavı reddedilerek I() enegre seri olduğu sonucuna varılmakadır. Serinin birinci farkı alındığında, çarpıklığı sıfıra yakındır. JB es emekedir. ifo ve dfo serilerinin düzelilmesinde, yılları arasındaki ocak ayları sabi uulmuş, ocak ayları hariç diğer gözlemlerin bir önceki aya göre birinci farkları alınarak aylık ne değerleri oluşurulmuşur.
17 5 isaisiği serbeslik derecelik χ () dağılımına uymakadır. JB esinde, lnfood serisinin normal dağılıma uyduğu önsavı kabul edilememekedir. Lnfood serisinin normal dağılıma sahip olmamasında hisogramda orada yüksek değerlerin olmasıyla basıklık ölçüsünü ekilediğinden şüphelenilmekedir. Çarpıklık (s) ve basıklık k ölçülerinin ekilerinin ayrı ayrı araşırılması amaçlanmışır. Tablo. Normallik Tesleri SK (3. ve 4. momen için) Normallik Tesi* Ol.(s)= 0.44 Ol.(k)=0.00 Normallik esi olasılığı=0.000 SW Tesi** W= Z=5.33 Olasılık>z:0.00 * D'Agosino e. al. (990) esi. Ol.(s) ve Ol.(k) 3. ve 4. momenlere ilişkin eslerin olasılık değeridir. Normallik esi olasılığı, 3. ve 4. momenlerin beraberce sınandığı esin olasılık değeridir. **Shapiro- Wilk Tesidir. SW esinde W es isaisiğidir. Birinci es, D'Agosino e. al. (990) esidir. Bu ese, üç boş önsavı ayrı ayrı es edilmekedir. Birincisi çarpıklığın 0 dan farklı olmadığıdır. İkincisi basıklığın 3 en farklı olmamasıdır. Üçüncüsü, JB esi yapısında, çarpıklık ve basıklığın beraber değerlendirildiği bir es olup boş önsavı serinin normal dağılıma sahip olduğudur. Dolayısıyla, ese ilk iki önsavı 3. ve 4. momenlere ilişkin ayrı eslerdir. Üçüncü momenin sıfıra eşi olduğu önsav α =0.05 anlamlılık seviyesinde kabul edilirken; dördüncü momenin 3 e eşi olduğu önsav ise kabul edilememekedir. Tesin son kısmında lnfood serisinin normal dağılıma uyduğu önsavı kabul edilemezken normalliğin sağlanamamasında 3. veya 4. momenler için beraber χ esi uygulanmışır. Serinin normal dağılıma uymamasının üçüncü momenen değil, dördüncü momenen kaynaklandığı sonucuna ulaşılmakadır 6. Shapiro-Wilk esinde serinin normal dağılıma uyduğu kabul edilememişir 7. Çalışmanın bu aşamasında, serinin başan bazı yönemler ile aşırı değerlerden arındırılması bir yönem iken, bu yöneme başvurmamızın sebebi, gerçeke doğrusal olmayan modeller ile faiz ödemeleri oranı serisinde yer alan aşırı değerleri yakalamakaki başarısının veya başarısızlığının ölçülmesinin amaçlanmasıdır. Ayrıca, incelenen zaman serisi MA, Üssel Yumuşama, Baxer-King yönemleri ile filrelenerek modellenmiş ve incelenen dönüşümler çerçevesinde, serinin dağılımına ilişkin önemli bir iyileşme sağlanamamışır. STAR Tipi Nonlinearie Tesi AR modelinin STAR ipi modele karşı sınanarak F eslerinin olasılık değerleri verilmişir. Tablo 3 de, aynı zamanda, doğrusallığın en güçlü reddedildiği serinin geçiş değişkeni olarak belirlenmesi ve aşamalı F esleri ile uygun model mimarisinin seçilmesi söz konusudur. STAR ipi doğrusal-olmama esinde, F isaisiğini (p değerini) maksimize (minimize) eden geçiş değerinin bulunması için es p=,,,6 gecikmeleri için ekrarlanmışır. 6 D'Agosino, R. B., A. Balanger, & R. B. D'Agosino, Jr. (990), A suggesion for using powerful and informaive ess of normaliy, American Saisician 44, ss Shapiro, S. S. & M. B. Wilk (965), "An analysis of variance es for normaliy (complee samples)", Biomerika, Vol. 5, No. 3 ve 4. ss
18 6 Tablo 3. STAR Tipi Nonlinearie Tesi Geçiş Değişkeni F* F4 F3 F Model Lnfood(-)** LSTAR Lnfood(-) LSTAR Lnfood(-3) LSTAR Lnfood(-4) LSTAR Lnfood(-5) LSTAR Lnfood(-6) LSTAR TREND AR * F eslerinin p-değerleri verilmekedir. ** Opimum geçiş değişkeni. STAR ipi nonlinearienin sınandığı F esinde, doğrusallık boş önsavı H0 : β = β = β3 = 0 dır. Doğrusallığın reddedilmesini akiben model mimarisi seçimi için sırasıyla F eslerinden birincisi olan F4 esinde boş önsavı H0,4 : β 3 = 0; F3 esinde boş önsavı H0,3 : β = 0 β3 = 0ve F esinde H0, : β = 0 β = β3 = 0 dır. F STAR ipi nonlinearie esi için en düşük olasılık değeri olup. gecikme için elde edilmişir. F4 esi için olasılık değeri ir. F esinde, olasılık değeri dır. ESTAR model seçiminde önem aşıyan F3 esinin olasılık değeri 0.4 olup β = 0 β3 = 0 önsavı reddedilememekedir. lnfood serisinin izlediği STAR ipi doğrusal olmayan sürecin, doğrusallığın en güçlü reddedildiği gecikme olan birinci gecikme geçiş değişkeni olarak belirlenirken, model mimarisi STAR ipi modeller içerisinde LSTAR yapısı seçilmekedir. Tek geçiş fonksiyonlu ve iki rejimli bir LSTAR modeli aşağıdaki gibi ahmin edilmişir, ( ) y = y y y y y ( 0.47) ( 0.) ( 0.9) ( 0.8) ( 0.7) ( 0.05 ) ( y 0.6y 0.57 y ) F ( γ, y, c) ε 3 4 L d (0.6) ( 0.57) ( 0.) ( 0.) ( 0.0 ) FL( γ, y d, c) = FL( 4.39, y,.07) = + exp ( ( y )) (.69) ( 0.0 ) R = 0.44, R = 0.4, dw=.05, ε, LSTAR 0.97 δ =, δε, LSTAR / δ ε, AR = 0.95,AIC=.85, JB=40.43(0.00), SW=0.944(0.00),SK=4.05(0.00),s=-0.86,k=6.0,Ol.(s)=0.00, Ol.(k)=0.00, ARCH()=0.07 (0.78),
19 7 ARCH(4)=8.46 (0.08), RESET=0.38 (0.68). *Modelde, sandar sapma değerleri () içinde verilmekedir. Diagnosik eslerde olasılıklar ( ) içinde raporlanmışır. Haa erimlerde ARCH ekisinin derecesi q= ve q=4 için es edildiği ARCH-LM esinde, hesaplanan χ ( q) isaisikleri sırasıyla 0.07 ve 8.46 dır. Modelin haa erimlerinde. dereceden ARCH ekisi olmadığı önsavı %5 anlamlılık seviyesinde reddedilememekedir. Diğer arafan, ARCH(4) esi için elde edilen LM es isaisiği 8.46 hesaplanırken, % 5 ve χ 4 =.070 ve 0 anlamlılık seviyelerinde kriik ablo değerleri sırasıyla ( ) ( 4) χ =9.36 dır. Haa erimlerinde ARCH ekisi %5 seviyesinde reddedilemezken, %0 seviyesinde kabul bölgesine düşmekedir. RESET esinde, boş önsavı modelde anımlama haasının olmadığıdır. Rese esinde, hesaplanan F isaisiği 0.38 ve ablo kriik değeri F(, 59, a=0.05)=.3 dir. Modelde yanlış anımlama olmadığı önsavı reddedilememekedir. Öe yandan, RESET esi genel yaklaşımın aksine birinci dereceden değilde, daha yüksek dereceden hesaplanırsa, modelde yanlış anımlama haası olmadığı önsavı reddedilerek anımlama haası olduğu dolu önsavı kabul edilmekedir 8. Her iki es olan ARCH ve RESET eslerinde elde edilen sonuçlar, gerçeke modellenememiş nonlinearienin bir işarei olarak düşünülebilmekedir 9. JB esinde, haa erimlerinin normal dağılıma sahip olduğu önsavı reddedilmekedir. Benzer yapıda, Shapiro-Wilk in W isaisiği 0.94 olarak hesaplanmış olup haa erimlerinin normal dağılıma sahip olmadığı reddedilememekedir. Modelde, k=6.0 olup, bu durum 4.cü momene gözlemlenmekedir. Öe yandan, üçüncü momen s=-0.86 dır. Çarpıklığın sıfıra eşi olduğu ve basıklığın üçe eşi olduğu önsavları es edilerek olasılıkları sırasıyla Ol.(s)=0.00 ve Ol.(k)=0.00 bulunarak reddedilmekedir. LSTAR modellerinin JB ve SW isaisikleri incelenerek, LSTAR modeli ile nispi iyileşme sağlandığı görülmekedir. Haa erimleri incelendiğinde LSTAR modelinin poziif ve negaif aşırı değerlerin yarıya yakın kısmını elimine eiği, dolayısıyla modelin açıklanan kısmının nispi olarak arığı görülmüşür 0. Modelde R ve δε, LSTAR / δ ε, AR haa erimlerinin sandar sapmaları oranı LSTAR modelinin AR modeline karşı açıklayıcı gücünün arığına işare emekedir. Bu çerçevede, LSTAR modeliyle, AR modeliyle modellenememiş sisemaik olmayan kısmın incelenen zaman serisi için nispi olarak daha fazla açıklanabildiği söylenebilir. 8 Ramsey RESET esi,. ve. dereceden gerçekleşirilmekedir. Tes,. derece seçilmesiyle açıklanan seri olan y nin karesinin alınarak oluşurulan serinin modele eklenmeke olup F esi yapısında es edilmekedir. Birçok ampirik çalışmada sadece.ci dereceden (açıklanan y^ serisi üreilerek modele eklenir) gerçekleşirilen es sonuçları verilmekedir. Tes, 3.cü dereceye kadar (y üsü, 3 ve 4 serilerinin eklenmesi) gerçekleşirilmekedir. 3. dereceden yüksek seviyede sınanmamasının sebebi modele eklenen açıklayıcı değişkenlerde aran collinearie sonucu covaryans marisinin singular olması ile modelin ahmin edilememesidir. Öe yandan, RESET esinin gerçekleşirildiği çalışmalarda, sıklıkla.ci dereceden es raporlanmakadır. Çalışmada, lnfood serisi için elde edilen LSTAR modelinde Rese esi.dereceden (kısısız regresyona 3. dereceye kadar erimlerin eklenmesi) gerçekleşirilmişir.tablo F isaisiği, payda v=4-, paydada v=85-4 serbeslik derecesine sahipir. Tablo da a=0.05 için F(3,7,0.05)=.4 ve a=0.0 için F(3,7,0.0)=3. dir. Hesaplanan F isaisiği ise.66 olarak hesaplanmakadır. Dolayısıyla, üçüncü dereceye kadar üslü y serilerinin eklendiği RESET esinde, a=0.05 anlamlılık seviyesinde modelde yanlış anımlama yokur önsavı reddedilmekedir. a=0.0 anlamlılık seviyesinde ise modelde yanlış anımlama yokur önsavı kabul edilmekedir. Sonuça, LSTAR modelinde RESET esi kapsamında anımlama haası yokur önsavı, sıklıkla uygulanan yaklaşımda (birinci dereceden es) kabul edilmekedir. Diğer arafan, RESET esi üçüncü dereceye kadar hesaplanırsa, modelde anımlama haası kabul edilmekedir. 9 RESET ve ARCH esleri, modellenmemiş nonlinearieyi yakalayabilmekedir. Doğrusallık esleri kapsamında bkz. Granger, C. & T. Terasvira (993). 0 İleriki bölümde, aşırı değerler incelenerek LSTAR modelinde uç değerlerin nispi olarak azaldığı göserilecekir.
20 8 Tablo 4. STAR Tipi Ookorelasyon Tesi Gecikme F sd* sd* p-değeri * i nci merebeden rho için F esinde esas alınan serbeslik dereceleridir. Tahmin edilen LSTAR modelinin haa erimlerinde ookorelasyonun sınanması için STAR ipi ookorelasyon esine başvurulmuşur. STAR ipi ookorelasyon sonuçlarına göre haa erimlerinde STAR ipi ookorelasyon isaisiki olarak kabul edilememekedir. LSTAR modeli incelendiğinde, birinci rejimde üm ooregresif erimlere ilişkin ahmin değerleri negaif değerler alırken, ikinci rejimde ooregresif paramere ahminlerinin poziif değerler aldığı dikka çekmekedir. Rejimler arasında geçişe, geçişin hızını belirleyen gamma parameresi 4.39 olarak ahmin edildiğinden iki rejim arasındaki geçiş yapısı nispeen yumuşak kabul edilmekedir. Şekil de, lnfood faiz ödemeleri oranı serisi için ahmin edilen LSTAR modelinin doğrusal olmayan yapısının incelenmesi amacıyla hesaplanan lojisik geçiş fonksiyonu ve bu fonksiyon içinde geçiş değişkeni görevi gören lnfood serisinin izlediği paika yer almakadır. Şekil. LSTAR Modeli Geçiş Fonksiyonu Eşik değeri.07 olarak ahmin edilmiş olup, geçiş değişkeni olan faiz ödemeleri oranının bir önceki dönem aldığı değer.07 yi aşığında (veya alında kaldığında) F geçiş fonksiyonu FL( 4.39, y,.07) e ( FL( 4.39, y,.07) 0 a) hareke emeke; ikinci rejimin paramerelerinin ağırlıkları aracağından (azalacağından) birinci rejimin paramereleri nispi olarak akive (deakive) olmakadır. Faiz ödemeleri oranının doğrusal olmayan bir
21 9 yapıda her iki rejimde izlediği paika karşılaşırıldığında asimerik bir yapı sergilediği sonucuna varılmakadır. Şekil de, ( 4.39,,.07) FL y geçiş fonksiyonunun aldığı değerler küçüken büyüğe sıralanarak gözlem adeine karşılık gelecek şekilde çizilmişir. Geçiş fonksiyonu FL( 4.39, y,.07) =/ olduğu ora noka 36.cı gözleme karşılık gelmekedir. Gamma parameresi 4.39 olarak ahmin edildiğinden, geçiş fonksiyonu yumuşak bir yapıda 0 dan e hareke emekedir. Şekilde, eşik değeri.07= y olduğunda, geçiş fonksiyonunun ora nokası L( 4.39,,.07) serisinin 36 gözlemi için L( 4.39,,.07) baskınlık kazanırken, 49 ade gözlem için ( 4.39,,.07) F y =/ için sağlanmakadır. Geçiş fonksiyonu, faiz ödemeleri oranı F y </ nin aşağısında kalırken birinci rejim baskınlık kazanmakadır. F y >/ büyük olup,.ci rejim L Şekil. LSTAR Geçiş Fonksiyonunun Her Gözleme Karşılık Gelen Değerleri Modelde, geçiş değişkeni eşik değerinin alında kaldığında ( y <.07 ); geçiş fonksiyonu olan FL( 4.39, y,.07) = 0 değerini alacağından birinci rejim için elde edilen ooregresif süreç, y = y.8y 0.98y 0.77 y 0.7 y (0.7) biçimindedir. Öe yandan, geçiş değişkeni eşik değerini aşığında ( y >.07 ); F 4.39, y,.07 e hareke ederken akive olacak ikinci ooregresif süreç, L ( ) y = y + 0.6y y (0.8) 3 4 biçiminde olup, nispi olarak akive olma derecesi ile değinilen ikinci ooregresif bölümün paramere ahminleri birinci ooregresif yapının paramere ahminlerine eklenmekedir. Geçiş değişkeni olan faiz ödemeleri oranının bir dönem önceki değeri eşik değerine göre nispi olarak giderek arığında FL( 4.39, y,.07) = eşileneceğinden her iki ooregresif kısımın birbiriyle eklenmesiyle ikinci rejim, y = y 0.48y 0.37 y 0.0y 0.7 y (0.9) biçiminde oluşmakadır. Niekim birinci rejim kapsamında in üsünde ve bire çok yakın olarak ahmin edilen. ve 3. gecikmelere ilişkin paramere ahminlerinin ekilerinin; ikinci rejimin akive olmasıyla yumuşadığı görülmekedir. FL( 4.39, y,.07) = kapsamında elde edilen ikinci rejimin durağan olduğu sonucuna varılmışır.
22 0 STAR modellerinde durağanlığın es edilmesinin bir yönemi, eki epki fonksiyonlarının (IRF) incelenmesidir. Koop.e. al (996), IRF fonksiyonlarının doğrusal olmayan modeller için uygulanmasında genelleşirilmiş eki epki fonksiyonlarını (GIRF) gelişirmekedir. Genelleşirilmiş eki epki fonksiyonlarında şokların işareine ve boyuuna göre farklılaşan doğrusal olmayan ve rejimler arasında asimerik epkilerin incelenmesi için negaif ve poziif eki şokları için ve sandar sapma olmak üzere oplam 4 farklı şok anımlanmışır. Güven aralıklarının eki epki fonksiyonları için oluşurulmasında 000 ekrarlı Mone Carlo simulasyonu gerçekleşirilmişir. Eki epki fonksiyonları çerçevesinde incelenen sisemin kararlı ve durağan kabul edilmesi için siseme uygulanan 4 farklı yapıda şoku akiben sisemin epkisinin ölmesi (sıfır eksenine yakınsaması) gerekirken, birikimli epkilerin ise sabi bir erime asimpoik olarak yakınsaması gerekli olmakadır. Poziif yönlü bir sandar sapmalık şokun ekisinin incelendiği Şekil 3 de, faiz ödemeleri oranının akip eiği paika Rejim ve Rejim için ayrı ayrı verilmekedir. Response o Posiive Innovaions ± S.E.. Response of Y o Posiive Shock (Regime ). Response of Y o Posiive Shock (Regime ) (a) Rejim ve için GIRF Fonksiyonları Accumulaed Response o Posiive Innovaions ± S.E. Response of Y o Posiive Shock (Regime ) Response of Y o Posiive Shock (Regime ) (b) Birikimli GIRF Fonksiyonları Şekil 3. LSTAR Modeli GIRF Fonksiyonları: Sd. Sapmalık Poziif Şok Birinci rejimde, sandar sapmalık poziif şokun ekisi. ve. dönemlerde negaif olup güven aralıkları sıfır eksenini kesmemekedir. Birinci rejimde sandar sapmalık poziif şokun ekisi 3. dönemde oradan kalkmakadır. İkinci rejimde sandar sapmalık poziif şoku akiben faiz ödemeleri oranının izlediği paika negaifir. Öe yandan, ikinci rejimde GIRF fonksiyonunun akip eiği paika birinci rejimden farklı olarak daha az negaifir. Niekim birinci rejimde dönem sonrası için modelin epkisi -0.6 iken, ikinci rejimde bu değer -0.4 ür. Her iki rejimde de eki epki fonksiyonları 3 dönem sonra sıfır eksenine yakınsamaka; birikimli fonksiyonlar ise Rejim de 0. ye yakınsarken, Rejim de 0.55 e yakınsamakadır. Poziif şokları akiben bağımlı değişkenin iki rejimde de aynı yönlü; ancak mikar açısından farklı ve doğrusal olmayan bir paika izlediği sonucuna varılmakadır. GIRF fonksiyonlarından harekele, her iki rejimin durağan olduğu sonucuna varılmışır. Şekil 4 de ise, Şekil 3 den farklı olarak negaif yönlü bir sandar sapmalık şoku akiben faiz ödemeleri oranının Rejim ve Rejim için akip eiği paika verilmekedir.
Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojistik Yumuşak Geçişli Otoregresif Modeli
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: Özel Sayı 0 ss. 4-58 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli A Nonlinear Analysis
DetaylıDolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler
Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r
DetaylıZaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıKONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ
KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik
DetaylıSORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI
Ekonomeri 8 Ocak, 0 Gazi Üniversiesi İkisa Bölümü SORU SETİ 0 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI PROBLEM Aşağıda verilen avuk ei alebi fonksiyonunu düşününüz (960-98): lny = β + β ln X + β ln X + β ln X +
Detaylı24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.
DetaylıT.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ
T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ÇOK DEĞİŞKENLİ EŞİKSEL OTOREGRESİF MODELLER ÜZERİNE BİR ÇALIŞMA Ümran Münire KAHRAMAN DOKTORA TEZİ İsaisik Anabilim Dalı 2012 KONYA Her Hakkı Saklıdır TEZ
DetaylıTeknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.
YAPISAL DEĞİŞİKLİK Zaman serileri bazı nedenler veya bazı fakörler arafından ekilenerek zaman içinde değişikliklere uğrayabilirler. Bu değişim ikisadi kriz, ikisa poliikalarında yapılan değişiklik, eknolojik
DetaylıWorking Paper Güneydoğu Anadolu Bölgesinin Türkiye Dış Ticareti Içerisindeki Yeri ve Önemi
econstor www.econstor.eu Der Open-Access-Publikationsserver der ZBW Leibniz-Informationszentrum Wirtschaft The Open Access Publication Server of the ZBW Leibniz Information Centre for Economics Bakan,
DetaylıBox-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği
DetaylıBİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI
BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN
DetaylıBirim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıWhite ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini
Ekonomeri ve İsaisik Sayı:4 006-1-8 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ Whie ın Heeroskedisie Tuarlı Kovaryans Marisi Tahmini Yoluyla Heeroskedasie Alında Model Tahmini
DetaylıWorking Paper Sürdürülebilir Dış Denge ve Kalkınma Açısından Tekstil ve Giyim Sektörü
econstor www.econstor.eu Der Open-Access-Publikationsserver der ZBW Leibniz-nformationszentrum Wirtschaft The Open Access Publication Server of the ZBW Leibniz nformation Centre for Economics Turkan, Ercan
DetaylıYAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI
YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR
DetaylıDEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller
DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Zaman serisi modellerinde, bağımlı değişken Y nin zamanındaki değerleri, bağımsız X değişkenlerinin zamanındaki cari
DetaylıTürkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu
Hayvansal Üreim 53(): 3-39, 01 Araşırma Türkiye de Kırmızı E Üreiminin Box-Jenkins Yönemiyle Modellenmesi ve Üreim Projeksiyonu Şenol Çelik Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni Anabilim Dalı
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
DetaylıBirim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 02, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıTÜRKĠYE DE FĠYATLAR GENEL DÜZEYĠNE ĠLĠġKĠN MALĠYE TEORĠSĠNĠN DOĞRUSAL OLMAYAN ZAMAN SERĠSĠ MODELLERĠ BAKIMINDAN ĠNCELENMESĠ
TC YILDIZ TEKNĠK ÜNĠVERSĠTESĠ SOSYAL BĠLĠMLER ENSTĠTÜSÜ ĠKTĠSAT ANABĠLĠM DALI ĠKTĠSAT DOKTORA PROGRAMI DOKTORA TEZĠ TÜRKĠYE DE FĠYATLAR GENEL DÜZEYĠNE ĠLĠġKĠN MALĠYE TEORĠSĠNĠN DOĞRUSAL OLMAYAN ZAMAN SERĠSĠ
DetaylıTürkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI
Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI TCMB Faiz Kararlarının Piyasa Faizleri Ve Hisse Senedi Piyasaları Üzerine Ekisi Mura Duran Refe Gürkaynak Pınar Özlü Deren
DetaylıTÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ
Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru
DetaylıBölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ
Bölüm HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME ÖNTEMLERİ Bu bölümde üç basi öngörü yönemi incelenecekir. 1) Naive, 2)Oralama )Düzleşirme Geçmiş Dönemler Şu An Gelecek Dönemler * - -2-1 +1 +2 + Öngörü yönemi
DetaylıA nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey
MPRA Munich Personal RePEc Archive A nonlinear esimaion of moneary policy reacion funcion for Turkey Tolga Omay Omay and Mubariz Hasanov Çankaya Üniversiesi 6. July 006 Online a hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/054/
DetaylıTürkiye de İktisadi Çıkarsama Üzerine Bir Açımlama: Sürprizler Gerçekten Kaçınılmaz mı?
Türkiye de İkisadi Çıkarsama Üzerine Bir Açımlama: Sürrizler Gerçeken Kaçınılmaz mı? Hazırlayan ve Sunan: Eren Ocakverdi* eren.ocakverdi@yaikredi.com.r Boğaziçi Üniversiesi Finans Mühendisliği 26 Ekim
DetaylıÇift Üstel Düzeltme (Holt Metodu ile)
Tahmin Yönemleri Çif Üsel Düzelme (Hol Meodu ile) Hol meodu, zaman serilerinin, doğrusal rend ile izlenmesi için asarlanmış bir yönemdir. Yönem (seri için) ve (rend için) olmak üzere iki düzelme kasayısının
DetaylıBANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ
BANKA KREDİ PORTFÖLERİNİN ÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAANAN ALTERNATİF BİR ÖNTEM ÖNERİSİ K. Bau TUNA * ÖZ Ödememe riski banka kredilerini ve bankaların kredi porföylerini ekiler.
DetaylıİMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ
Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü
DetaylıT.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI
T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI Tufan ÖZEK YÜKSEK LİSANS TEZİ İSTATİSTİK ANABİLİM DALI Konya, T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ
DetaylıDiscussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10
econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf he Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Alp, Elcin Aykac Working
DetaylıTRANSİSTÖRLÜ YÜKSELTEÇLER
Karadeniz Teknik Üniversiesi Mühendislik Fakülesi * Elekrik-Elekronik Mühendisliği Bölümü Elekronik Anabilim Dalı * Elekronik Laborauarı I 1. Deneyin Amacı TRANSİSTÖRLÜ YÜKSELTEÇLER Transisörlerin yükseleç
DetaylıReel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği
Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır.
DetaylıMurat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET
İMKB Piyasalarındaki Volailienin Modellenmesi ve Öngörülmesi: Asimerik GARCH Modelleri ile bir Uygulama Mura MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.r Bankacılık Düzenleme ve Deneleme Kurumu (BDDK) ÖZET Çalışmada, 5
DetaylıYAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ
Aaürk Ü. İİBF Dergisi, 0. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı, 20 463 YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ Oğuz KAYNAR Serkan TAŞTAN 2 Ferhan DEMİRKOPARAN 3 Öze: Doğalgaz emini nokasında
DetaylıFAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?
FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN, Zekeriya YILDIRIM, S. Faih KOSTAKOĞLU FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN Yrd.Doç.Dr. Anadolu Üniversiesi,
DetaylıTürkiye de Bütçe Açığı, Para Arzı ve Enflasyon İlişkisi
Türkiye de Büçe Açığı, Para Arzı ve Enflasyon İlişkisi Asuman OKTAYER * Öze Geleneksel yaklaşıma göre enflasyon her zaman ve her yerde parasal bir olgudur. Bununla birlike yapılan araşırmaların çok bir
DetaylıEM302 YÖNEYLEM ARAŞTIRMASI 2. YARIYILİÇİ SINAVI Y.Doç.Dr. Özgür Kabak SORULAR VE CEVAPLAR
EM302 YÖNEYLEM ARAŞTIRMASI 2. YARIYILİÇİ SINAVI Y.Doç.Dr. Özgür Kabak 28.12.2012 SORULAR VE LAR 1. Ayşe kırmızı başlığı ile şirin ve yardımsever bir kızdır. Her gün annesinin pişirdiği yemekleri babaannesine
DetaylıPARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ
Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXIII, SAYI 2 PARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ Öze Araş. Gör. Burak Güriş * Araş. Gör. Burcu Kıran * Çalışmada para arzının çıkı üzerindeki ekileri
DetaylıTürkiye de Tüketim Eğilimi ve Maliye Politikası
Türkiye de Tükeim Eğilimi ve Maliye Poliikası Oya S. Erdogdu * Leven Özbek ** *Ankara Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi İkisa Bölümü, Cebeci, Ankara ** Ankara Üniversiesi Fen Fakülesi İsaisik Bölümü,
DetaylıAyhan Topçu Accepted: January 2012. ISSN : 1308-7304 ayhan_topcu@hotmail.com 2010 www.newwsa.com Ankara-Turkey
ISSN:136-3111 e-journal of New World Sciences Academy 212, Volume: 7, Number: 1, Aricle Number: 3A47 NWSA-PHYSICAL SCIENCES Received: December 211 Ayhan Toçu Acceed: January 212 Fahrein Arslan Series :
Detaylı1) Çelik Çatı Taşıyıcı Sisteminin Geometrik Özelliklerinin Belirlenmesi
1) Çelik Çaı Taşıyıcı Siseminin Geomerik Özelliklerinin Belirlenmesi 1.1) Aralıklarının Çaı Örüsüne Bağlı Olarak Belirlenmesi Çaı örüsünü aşıyan aşıyıcı eleman aşık olarak isimlendirilir. Çaı sisemi oplam
DetaylıBeklenti Anketi ne İlişkin Yöntemsel Açıklama
Beklenti Anketi ne İlişkin Yöntemsel Açıklama İstatistik Genel Müdürlüğü Reel Sektör Verileri Müdürlüğü İçindekiler I- Amaç... 3 II- Kapsam... 3 III- Yöntem... 3 IV- Tanımlar ve Hesaplamalar... 3 V- Yayımlama...
DetaylıTürkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*
DetaylıMEH535 Örüntü Tanıma
MEH535 Örünü Tanıma 4. Paramerik Sınıflandırma Doç.Dr. M. Kemal GÜLLÜ Elekronik ve Haberleşme Mühendisliği Bölümü web: hp://akademikpersonel.kocaeli.edu.r/kemalg/ E-posa: kemalg@kocaeli.edu.r Paramerik
DetaylıDağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller. Mehmet Vedat PAZARLIOĞLU
Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller Mehme Veda PAZARLIOĞLU Saik Model Nedir? Saik Model, Y ve X arasında aynı dönemde yani döneminde oraya çıkan ilişkiden gelmekedir. Y = b 0 + b 1 X + u, (=1,2,,n.)
DetaylıEŞANLI DENKLEMLİ MODELLER
EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER Eşanlı denklem siseminde, Y den X e ve X den Y ye karşılıklı iki yönlü eki vardır. Y ile X arasındaki karşılıklı ilişki nedeniyle ek denklemli bir model
DetaylıMALİ POLİTİKALARIN SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN YAPISAL KIRILMALI PERİYODİK BİRİM KÖK TESTİ İLE ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ
Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (1) 2011, 32-45 MALİ POLİTİKALARIN SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN YAPISAL KIRILMALI PERİYODİK BİRİM KÖK TESTİ İLE ANALİZİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ THE ANALYSIS OF SUSTAINABILITY OF FISCAL POLICIES
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
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:
DetaylıKorelasyon, Korelasyon Türleri ve Regresyon
Korelasyon, Korelasyon Türleri ve Regresyon İçerik Korelasyon Korelasyon Türleri Korelasyon Katsayısı Regresyon KORELASYON Korelasyon iki ya da daha fazla değişken arasındaki doğrusal ilişkiyi gösterir.
DetaylıTÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ
ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi
DetaylıTÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ
Ekonomeri ve İsaisik Sayı:8 2008 45-64 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ Yrd. Doç. Dr. Özlem GÖKTAŞ
DetaylıTCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ
Cenral Bank Review Vol. 10 (July 2010), pp.23-32 ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2010 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ
DetaylıİSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ
İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH- YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ ÖZET Yard.Doç. Dr. Tülin ATAKAN İsanbul Üniversiesi, İşleme Fakülesi, Finans Anabilim Dalı Bu çalışmada,
DetaylıReel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi
Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yönemi İle Modellenmesi Reel Döviz Kuru Endeksinin Ooregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi:
DetaylıKaradeniz Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi * Elektrik-Elektronik Mühendisliği Bölümü Elektronik Anabilim Dalı * Elektronik Laboratuarı I
Karadeniz Teknik Üniversiesi Mühendislik Fakülesi * Elekrik-Elekronik Mühendisliği Bölümü Elekronik Anabilim alı * Elekronik Laborauarı I FET.Lİ KUETLENİİCİLE 1. eneyin Amacı FET Transisörlerle yapılan
DetaylıAraştırma ve Para Politikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5
Araşırma ve Para Poliikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5 Para Poliikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler K. Azim ÖZDEMİR Temmuz 2009 Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası
DetaylıRASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1
RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya
DetaylıAsimetrik İktisadi Dalgalanmalar: Teori ve Uygulama* Asymmetric Business Cycle : Theory and Application
Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Asimerik İkisadi Dalgalanmalar: Teori ve Uygulama* Asymmeric Business Cycle : Theory and Applicaion Prof. Dr. Nebiye
DetaylıREEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:
Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac
DetaylıDEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller
DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Saik Model Y = b 0 + b 1 X + u, (=1,2,,n.) Saik Model, Y ve X arasında aynı dönemde yani döneminde oraya çıkan ilişkiden
DetaylıPETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ
PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi
Detaylı13 Hareket. Test 1 in Çözümleri. 4. Konum-zaman grafiklerinde eğim hızı verir. v1 t
3 Hareke Tes in Çözümleri X Y. cisminin siseme er- diği döndürme ekisi 3mgr olup yönü saa ibresinin ersinedir. cisminin siseme erdiği döndürme ekisi mgr olup yönü saa ibresi yönündedir. 3mgr daha büyük
DetaylıTÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ
TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Öze Bu çalışmada Türkiye de devle iç borçlanma seneleri,
DetaylıTÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ
Nüfusbilim Dergisi\Turkish Journal of Populaion Sudies, 2012, 34, 31-50 31 TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Ölümlülük ahminleri, demografi ve aküerya bilimlerinde önemli bir rol oynamakadır.
DetaylıMakine Öğrenmesi 8. hafta
Makine Öğrenmesi 8. hafa Takviyeli Öğrenme (Reinforcemen Learning) Q Öğrenme (Q Learning) TD Öğrenme (TD Learning) Öğrenen Vekör Parçalama (LVQ) LVQ2 LVQ-X 1 Takviyeli Öğrenme Takviyeli öğrenme (Reinforcemen
DetaylıİSTANBUL TİCARET ÜNİVERSİTESİ BİLGİSAYAR MÜHENDİSLİĞİ BÖLÜMÜ BİLGİSAYAR SİSTEMLERİ LABORATUARI TERS PERSPEKTİF DÖNÜŞÜM İLE YÜZEY DOKUSU ÜRETİMİ
İANBUL İCARE ÜNİERİEİ BİLGİAAR MÜHENDİLİĞİ BÖLÜMÜ BİLGİAAR İEMLERİ LABORAUARI ER PERPEKİF DÖNÜŞÜM İLE ÜZE DOKUU ÜREİMİ Bu deneyde, genel haları ile herhangi bir yüzeye bir dokunun kopyalanması üzerinde
DetaylıÜSTEL VE LOGARİTM FONKSİYONLAR
ÜSTEL VE LOGARİTM TMİK FONKSİYONLAR Şekil 5.1a Üsel Fonksiyonlar 2 y 10 8, 1 y = f = b b> 6 4 2-3 -2-1 1 2 3 Şekil 5.1b Üsel Fonksiyonlar 3 y 50 2 y = f = 2 40 30 20 y = f = 2 10-2 -1 1 2 3 4 Şekil 5.1c
DetaylıENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ
ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ Dr. Burcu GÜVENEK Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F. Đkisa Bölümü Dr. Volkan ALPTEKĐN Selçuk Üniversiesi Đ.Đ.B.F.
DetaylıYAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ
YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ Erol EĞRİOĞLU Haceepe Üniversiesi, Fen Fakülesi, İsaisik Bölümü, 06532, Beyepe, Ankara, TÜRKİYE, erole@haceepe.edu.r
DetaylıBorsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği
Volume 4 Number 3 03 pp. -40 ISSN: 309-448 www.berjournal.com Borsa Geiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yönemlerle Analizi: Türkiye Örneği Yusuf Ekrem Akbaşa Öze: Bu çalışmada,
DetaylıİŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH
Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa
DetaylıBelirsizliğin Özel Tüketim Harcamaları Üzerindeki Etkisi: Türkiye Örneği
Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi () 1 / : 17 16 Belirsizliğin Özel Tükeim Harcamaları Üzerindeki Ekisi: Türkiye Örneği Burçak Müge Vural * Şevke Alper Koç ** Koray Vural *** Öze: Tükeim
DetaylıGEFRAN PID KONTROL CİHAZLARI
GEFRAN PID KONTROL CİHAZLARI GENEL KONTROL YÖNTEMLERİ: ON - OFF (AÇIK-KAPALI) KONTROL SİSTEMLERİ: Bu eknik en basi konrol ekniğidir. Ölçülen değer (), se değerinin () üzerinde olduğunda çıkış sinyali açılır,
DetaylıEKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL
EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL Ümran M. TEKŞEN KAHRAMAN *, Aşır GENÇ ** ÖZET Bu çalışmada, eşiksel ooregresif (TAR) modeller sınıfından kendinden
DetaylıTÜSİAD - KOÇ ÜNİVERSİTESİ EKONOMİK ARAŞTIRMA FORUMU KONFERANSI. Zafer A. YAVAN - TÜSİAD Yasemin TÜRKER KAYA - BDDK
Üreim Fonksiyonu Yaklaşımına Vurguyla Poansiyel Çıkı Açığı Tahmin Eme Yönemleri ve Yapısal İşsizlik Öğesi: Lieraür Değerlendirmesi ve Türkiye Örneği TÜSİAD - KOÇ ÜNİVERSİTESİ EKONOMİK ARAŞTIRMA FORUMU
DetaylıFaiz Oranı Kanalının 2001 2008 Döneminde Türkiye de Etkinliğinin Değerlendirilmesi* The Evaluation of Interest Rate Channel in Turkey 2001 2008
Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Faiz Oranı Kanalının 200 2008 Döneminde Türkiye de Ekinliğinin Değerlendirilmesi* The Evaluaion of Ineres Rae Channel
DetaylıİSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA
Yıl: 24 Sayı:88 Temmuz 2010 97 İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Ebru Yüksel* - Güldal Güleryüz** 32 Öze Bu makale, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası na (İMKB) ai
DetaylıİMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi
İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:41, Sayı/No:, 1, 14-6 ISSN: 133-173 www.ifdergisi.org 1 İMKB 1 endeksindeki kaldıraç
DetaylıELM201 ELEKTRONİK-I DERSİ LABORATUAR FÖYÜ
TC SAKARYA ÜNİVERSİTESİ TEKNOLOJİ FAKÜLTESİ ELEKTRİKELEKTRONİK MÜHENDİSLİĞİ ELM21 ELEKTRONİKI DERSİ LABORATUAR FÖYÜ DENEYİ YAPTIRAN: DENEYİN ADI: DENEY NO: DENEYİ YAPANIN ADI ve SOYADI: SINIFI: OKUL NO:
DetaylıTÜRKİYE'DE ŞEKER FİYATLARINDAKİ DEĞİŞİMİN OLASI ETKİLERİNİN TAHMİNİ: BİR SİMÜLASYON DENEMESİ
TÜRKİYE'DE ŞEKER FİYATLARINDAKİ DEĞİŞİMİN OLASI ETKİLERİNİN TAHMİNİ: BİR SİMÜLASYON DENEMESİ Yrd.DoçDr. Halil FİDAN Doç.Dr. Erdemir GÜNDOĞMUŞ rof.dr. Ahme ÖZÇELİK 1.GİRİŞ Şekerpancarı önemli arım ürünlerimizden
DetaylıErkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey
1 Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. Đş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş ülkelerle birlike, gelişmek iseyen
DetaylıYABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ
YABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ 62 Arş. Grv. Emrah ÖNDER İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Arş. Grv. Özlem HASGÜL
DetaylıTÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA
TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Üniversiesi H. Kürşad ASLAN Ken Sae Üniversiesi Öze İskandinav ücre modelinden hareke
DetaylıİŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *
İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.
DetaylıFinansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği
Volume 2. Number 1. 2011 pp. 121-142 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği Burcu Ozcan a Ayse Ari b Öze: Finansal
DetaylıTürkiye de Elektrik Tüketimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz
Enerji, Piyasa ve Düzenleme (Cil:2, 2011, Sayfa 49-73) Türkiye de Elekrik Tükeimi Büyüme İlişkisi: Dinamik Analiz H. Mura Eruğrul * Öze Çalışmada Türkiye de elekrik ükeimi büyüme ilişkisi 1998Ç1-2011Ç3
DetaylıMevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa
Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik
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
DetaylıYaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 10 Sayı: 4 Ekim 2010 ss. 1139-1153 Yaz Saai Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Geirisine Ekisinin Tes Edilmesi Tesing he Effec of he Dayligh Saving Time
DetaylıBÖLÜM 5 İKTİSAT POLİTİKALARININ UZUN DÖNEMLİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ: İÇSEL BÜYÜME TEORİLERİ ÇERÇEVESİNDE DEĞERLENDİRME
BÖLÜM 5 İKTİSAT POLİTİKALARININ UZUN DÖNEMLİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ: İÇSEL BÜYÜME TEORİLERİ ÇERÇEVESİNDE DEĞERLENDİRME 42 Bu bölümde, büyüme sürecini uzun dönemde ekileyebilecek ikisa poliikalarınıı (vergileme,
DetaylıÜnite. Kuvvet ve Hareket. 1. Bir Boyutta Hareket 2. Kuvvet ve Newton Hareket Yasaları 3. İş, Enerji ve Güç 4. Basit Makineler 5.
2 Ünie ue e Hareke 1. Bir Boyua Hareke 2. ue e Newon Hareke Yasaları 3. İş, Enerji e Güç 4. Basi Makineler. Dünya e Uzay 1 Bir Boyua Hareke Tes Çözümleri 3 Tes 1'in Çözümleri 3. 1. Süra skaler, hız ekörel
DetaylıEkonometri. Eylül 2012. Sınavın toplam süresi 150 dakikadır.
TCMB Araşırmacı Yazılı Meslek Sınavı Ekonomeri Eylül 202 Sınavın oplam süresi 50 dakikadır.. [Toplam 2 puan] Bir araşırmacı, günlük ABD doları/türk lirasının zaman içerisindeki değişimini modellemek amacıyla,
DetaylıFORECASTING TOURISM DEMAND BY ARTIFICIAL NEURAL NETWORKS AND TIME SERIES METHODS: A COMPARATIVE ANALYSIS IN INBOUND TOURISM DEMAND TO ANTALYA
Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2009, C.14, S.1 s.99-114. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2009, Vol.14,
DetaylıFİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ
FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ Yrd. Doç. Dr. Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi
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
DetaylıStok-Akım Uyarlaması, Bütçe Açığı ve Kamu Borç Stoku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Bağlamında Avrupa Birliği Üyesi Ülkeler Üzerine Bir Analiz
Sok-Akım Uyarlaması, Büçe Açığı ve Kamu Borç Soku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Sok-Akım Uyarlaması, Büçe Açığı ve Kamu Borç Soku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Bağlamında Avrupa Birliği Üyesi
DetaylıA Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region
MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/
Detaylı