Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği"

Transkript

1 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. Bu amaçla, Lasrapes in (1992) iki boyulu modelinin ruhuna uygun olarak, reel ve nominal döviz kurlarındaki değişim oranlarının içsel değişken olarak yer aldığı iki değişkenli SVAR modeli belirlenmeke ve reel ile nominal şoklar olmak üzere iki ür yapısal şok anımlanmakadır. Blanchard ve Quah ın (1989) öncüsü olduğu yaklaşım kullanılarak, nominal şokların reel döviz kuru üzerinde kalıcı ekisi olmadığı varsayımı yapılmakadır. Sonuçlar, Erla ve Erla ın (1998) önceki çalışmasından farklı olarak, nominal şokların reel döviz kuru dalgalanmalarına yapığı kakı ile reel şokların nominal döviz kuru dalgalanmalarına yapığı kakının ihmal edilemeyeceğine işare emekedir. Anahar Kelimeler: Reel Döviz Kuru Dalgalanmaları, Reel ve Nominal Şoklar, Yapısal Vekör Ooregresyon, Türkiye JEL Sınıflaması: C32, F31, F41 Absrac - The Effecs of Real and Nominal Shocks on Real and Nominal Exchange Raes: The Case of Turkey This paper aims o explain he sources of real exchange rae flucuaions in Turkey. For his purpose, a bivariae SVAR model wih he raes of change in he real and in he nominal exchange raes as endogenous variables is specified, and wo ypes of srucural shocks are idenified as real and nominal shocks in he spri of wo dimensional model of Lasrapes (1992). Using he approach pioneered by Blanchard and Quah (1989), i is assumed ha nominal shocks have no permanen effec on he real exchange rae. The resuls indicae ha unlike he previous sudy of Erla and Erla (1998), he conribuion of nominal shocks o real exchange rae flucuaions and he conribuion of real shocks o nominal exchange rae are no negligible. Keywords: Real Exchange Rae Flucuaions, Real and Nominal Shocks, Srucural Vecor Auoregression, Turkey JEL Classificaion: C32, F31, F41 Dr., Uzman, T.C. Merkez Bankası Bu çalışmada belirilen görüşler yazarına ai olup, T.C. Merkez Bankasının görüşlerini yansımamakadır. BDDK Bankac l k ve Finansal Piyasalar Cil:5, Say :1,

2 1. Giriş Breon Woods siseminin 1970 li yılların başlarında erk edilmesinin ardından reel döviz kurlarındaki dalgalanmaların dikkae değer bir ölçüde arması, ikisaçıları ve poliika yapıcılarını söz konusu dalgalanmaların kaynaklarını araşırmaya yönelmişir. Lieraürde, bu konuda iki farklı görüş bulunmakadır: Kökeni Mundell (1962), Fleming (1962) ile Dornbusch un (1976) çalışmalarına dayanan ve Mussa (1986) arafından gelişirilen ilk yaklaşım olan dengesizlik görüşü (disequilibrium view), döviz kuru oynaklığının büyük bir bölümünün başa döviz piyasaları olmak üzere mali piyasalardaki bozulmalardan veya nominal şoklardan kaynaklandığını ve bu nedenle nominal döviz kurunun şokların ekisini yayan (propagaor of shocks) bir özelliğe sahip olduğunu savunmakadır. Sockman (1980, 1983, 1988) arafından oraya aılan ve Lucas (1982) ile Svensson (1985) arafından da farklı şekillerde ele alınan bir diğer yaklaşım olan denge görüşü (equilibrium view) ise, reel döviz kurundaki dalgalanmaların reel şoklardan kaynaklandığını ve bu nedenle nominal döviz kurunun şokların ekisini soğuan (absorber of shocks) bir özelliğe sahip olduğunu iddia emekedir. Buna göre, dengesizlik görüşü sabi döviz kuru siseminin reel ekonomiyi nominal şoklar karşısında koruma anlamında bir kalkan görevini üslendiğini, denge görüşü ise esnek döviz kuru sisemini erk eden ülkelerin reel ekonomik büyüklüklerin isikrarının sağlanması nokasında göreli olarak bir maliyele karşılaşacağını ileri sürmekedir. Lieraürde, döviz kurlarında görülen dalgalanmaların kaynaklarının, çoğunlukla, Blanchard ve Quah (1989) arafından uzun dönemli kısılamalara yönelik olarak gelişirilen yönemin yapısal vekör ooregresyon (srucural vecor auoregression, SVAR) modeli çerçevesinde kullanılarak açıklanmaya çalışıldığı görülmekedir. Bu çalışmanın da içinde olduğu SVAR modelini emel alan çalışmalar, Lasrapes (1992) ile Clarida ve Galí (1994) arafından gelişirilen iki özgün model emelinde yapılmakadır. Lasrapes modelinde, reel ve nominal döviz kurları olmak üzere iki değişkenin yer aldığı SVAR modelinde şoklardan birincisi reel, ikinci ise nominal şok olarak anımlanmaka ve reel şokların ekonominin arz ve alep arafından kaynaklanması nedeniyle uzun dönemde hem reel hem de nominal döviz kurunu ekilediği, para arzındaki değişimlerin neden olduğu nominal şokların ise sadece nominal döviz kuru üzerinde uzun dönemli ekiye sahip olduğu kabul edilmekedir. 36 Ahme Mura ALPER

3 Lasrapes (1992), söz konusu model çerçevesinde reel döviz kurlarında görülen dalgalanmaların büyük bir kısmının reel şoklardan kaynaklandığı sonucuna ulaşmışır. Lasrapes i akip eden diğer yazarlardan Chen ve Wu (1997), Enders ve Lee (1997), Erla ve Erla (1998), Brahmasrene ve Jiranyakul (2004), Chowdhury (2004), Moore ve Penecos (2006), Ha vd. (2007), Ok vd. (2010), Moura ve Da Silva (2011) ile Nasir ve Malik (2011) de reel şokların önemini oraya koymuşlardır 1. Morales-Zumaquero (2006) ise, ele aldığı ülkelerin bir kısımda reel şokların, bir kısmında nominal şokların baskın olduğuna dair bulgular elde emişir. İkinci özgün model olan Clarida-Galí modeli ise, emeli Dornbusch (1976), Branson (1979), Flood (1981), Mussa (1982), Obsfeld (1985) ve McCallum (1989) arafından aılan rasyonel bekleyişlerin geçerli olduğu, iki açık ülkenin yer aldığı, üç sokasik denklemden oluşan makro bir modele dayanmakadır. Söz konusu modelde, reel ve nominal şokların ekisi yine SVAR modeli çerçevesinde incelenmeke, ancak Lasrapes modelinden farklı olarak, değişken sayısı, göreli üreim düzeyi, reel döviz kuru ve göreli fiya düzeyi olmak üzere üçe çıkarılmaka; reel şoklar ise oplam arz ve oplam alep şokları olmak üzere ikiye ayrılmakadır. Buna göre, uzun dönemde göreli üreim düzeyinin sadece oplam arz şokundan, reel döviz kurunun oplam arz ve oplam alep şoklarından, göreli fiya düzeyinin ise oplam arz, oplam alep ve nominal şokların ümünden ekilendiği varsayımı yapılmakadır. Clarida ve Galí (1994), söz konusu model yardımıyla, ele aldığı dör gelişmiş ülkenin ikisi için nominal şokların, diğer ikisi için de reel şokların, reel döviz kurlarındaki değişimlerin açıklanmasında önemli bir paya sahip olduğunu espi ederek nominal şokların önemine dikka çekmişir. Söz konusu modeli uygulayan Chadha ve Prasad (1997), Thomas (1997), Asley ve Garran (2000), Funke (2000), Döpke vd. (2001), Deken vd. (2002), Karunarane (2002), Zhang vd. (2004), Wang (2005), Meurers (2006), Sfia (2006), Hamori ve Hamori (2007), Ahmad ve Penecos (2009), Inoue ve Hamori (2009), Ska-Gawrysiak (2009) ile Juvenal (2009) reel şokların; Bhundia ve Goschalk (2003), Borghijs ve Kuijs (2004), Chen (2004) ile Kim ve Lee (2008) ise nominal şokların ekin olduğunu ileri sürmüşlerdir. 1 Kimi yazarlar, emelde, Lasrapes modelini uygulamakla birlike nominal döviz kuru yerine göreli fiya düzeyi, göreli reel faiz oranı ve cari işlemler dengesi gibi başka değişkenleri kullanmışlardır. Bu çalışmalardan, göreli fiya düzeyi verisini kullanan Aleisa ve Dibooğlu (2002) ile cari işlemler dengesi verisini kullanan Lee ve Chinn (2006) reel döviz kurlarındaki dalgalanmaların asıl sebebinin reel şoklar olduğu sonucuna varırken, göreli fiya düzeyini kullanan Dibooğlu ve Kuan (2001) incelediği iki ülkenin birinde reel şokların, diğerinde ise nominal şokların ekin olduğunu espi emiş, göreli reel faiz oranını kullanan Soo (2003) ise kısa dönemde nominal şokların, uzun dönemde ise reel şokların önemini vurgulamışır. Bir diğer yazar olan Borghijs ve Kuijs (2004) ise, nominal döviz kuru ile birlike reel döviz kuru yerine göreli üreim düzeyi kullanmış ve nominal şokların önemine dikka çekmişir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 37

4 Ska (2006) da, ele aldığı ülkelerin bir kısmında reel şokların, bir kısmında ise nominal şokların daha önemli olduğunu oraya koymuşur. Khan vd. (2010) ise, kısa dönemde nominal şokların, uzun dönemde ise reel şokların daha ekin olduğuna dair bulgular elde emişir 2. Türkiye verileri kullanılarak döviz kurlarının belirlenmesine yönelik olarak pek çok çalışma yapılmasına karşın, döviz kurlarındaki dalgalanmaların kaynakları bilindiği kadarıyla sadece Erla ve Erla (1998) arafından araşırılmışır. Lasrapes modelinin emel alındığı bu çalışmada 1980 yılının ilk çeyreği ile 1993 yılının son çeyreği arası dönem için fiya düzeyi olarak ükeici fiyaı alınmış, döviz kurları ise Türkiye nin dış icareinde en fazla payı olan ABD, Almanya, Fransa, İalya, İngilere, Hollanda, Japonya ve Suudi Arabisan ile bu sekiz ülkenin oluşurduğu sepe için anımlanmışır. Erla ve Erla (1998), söz konusu çalışmasında üç önemli sonuca ulaşmışır: (i) Reel döviz kurlarında görülen dalgalanmaların asıl kaynağı reel şoklar iken, nominal döviz kurlarında görülen dalgalanmaların kaynakları ise nominal şoklardır. (ii) Reel şokların reel döviz kurlarında yol açığı dalgalanmalar nominal döviz kurlarındaki değişimlerin aksine göreli fiyalardaki değişimlerin ekisiyle oraya çıkmakadır. (iii) Nominal ve reel döviz kurlarının kalıcı değerlerine dönmesi üç ila dör yıl arasında değişmekedir. Bu çalışmada ise, Erla ve Erla (1998) arafından yapılan çalışmada olduğu gibi döviz kurlarının Türkiye deki dalgalanmalarının kaynakları Lasrapes modeli çerçevesinde incelenmişir. Bununla birlike, Erla ve Erla an (1998) farklı olarak reel döviz kurları farklı fiya düzeyleri ile anımlanmış ve daha uzun veri sei ile çalışılmışır. Bu çerçevede, üç emel soruya yanı aranmışır: (i) Reel döviz kurunun farklı fiya düzeyleri için anımlanması ne gibi sonuçlara yol açmakadır? 2 Bazı yazarların Clarida-Galí modelini oluşuran değişkenlerin sayısını incelemeye konu eikleri ülkelerin yapısal koşullarını dikkae alarak arırdıkları görülmekedir. Niekim, Alexius (2001) ve Bjørnland (2004) perol fiyaını, Huang ve Suchada (2003) ne sermaye girişini, Ska-Gawrysiak (2009) ise mali piyasa endeksini Clarida-Galí modeline dördüncü değişken olarak dahil emiş ve reel şokların önemli olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Dördüncü değişken olarak göreli faiz oranlarını ekleyen Farran ve Peersman (2006) ise, nominal şokların önemini vurgulamışır. Deken vd. (2002) ise, göreli işgücünü, göreli kamu harcamalarını ve göreli faiz oranını ilave ederek Clarida-Galí modelini genişlemiş ve reel şokların döviz kurlarında görülen dalgalanmaların büyük bir kısmını açıkladığı sonucuna ulaşmışır. Lasrapes ile Clarida-Galí modellerinin haricinde Rogers (1998) reel şokları mali, oplam arz ve oplam alep şokları olarak üçe, nominal şokları ise parasal aban ve para çarpanı şokları olarak ikiye ayırarak, beş değişkenli SVAR modeli yardımıyla reel döviz kurlarındaki değişimleri incelemiş ve söz konusu değişimlerin büyük bir kısmının nominal şoklardan kaynaklandığını espi emişir. Rogers ın çalışmasını akip eden Chen (2004) de, nominal şokların önemine değinmişir. Weber (1999), yine beş değişkenli SVAR modeli çerçevesinde işgücü piyasası, oplam arz ve oplam alep şoklarını reel şoklar, para alebi ve para arzı şoklarını ise nominal şoklar olarak anımlayarak reel şokların nominal şoklardan daha baskın olduğu yönünde bir sonuç elde emişir. An ve Kim (2010), perol fiyaları, göreli üreim düzeyi, reel döviz kuru, nominal döviz kuru ve göreli nominal faiz oranını kullanarak formüle eiği beş değişkenli SVAR modeli yardımıyla reel şokların önemine dikka çekmişir. Tien (2009) ise, değişken sayısını sekize çıkararak formüle eiği model çerçevesinde nominal şokların reel döviz kurundaki değişimi açıklama gücünün düşük olduğunu belirlemişir. 38 Ahme Mura ALPER

5 Sonuçlar farklılaşmaka mıdır? (ii) Veri seinin günümüze aşınması sonuçları değişirmeke midir? Halen reel döviz kurundaki değişimler reel şoklardan, nominal döviz kurundaki değişimler ise nominal şoklardan mı kaynaklanmakadır? (iii) 1993 yılından sonra yaşanan iki büyük ekonomik kriz ile poliika değişiklerinin sonuçlar üzerinde ekisi var mıdır? Yapısal kırılmalar gözlemlenmeke midir? Söz konusu üç soruya yanı aranması amacıyla bu çalışma beş bölüme ayrılmış olup, ikinci bölüm eorik değerlendirmelere, üçüncü bölüm ise kullanılan ekonomerik yöneme ayrılmış, dördüncü bölümde ekonomerik bulgulara yer verilmiş, beşinci bölümde de elde edilen sonuçlar değerlendirilmişir. 2. Teorik Değerlendirmeler Uluslararası ikisa lieraüründe, reel ve nominal döviz kurları üzerinde ekisi bulunan şoklar, en genel anlamıyla, reel ve nominal şoklar olmak üzere ikiye ayrılmakadır 3. Reel şokların, ekonominin alep veya arz arafından kaynaklanabileceği ve bu şokların gerek reel gerekse nominal döviz kurları üzerindeki ekilerinin kalıcı olacağı kabul edilmekedir. Bununla birlike, para arzındaki kalıcı değişimler gibi nominal şokların, nominal döviz kuru üzerinde kalıcı bir değişime yol açacağı, ancak reel döviz kuru üzerindeki ekisinin geçici olduğu ve bu ekinin uzun dönemde kaybolacağı ileri sürülmekedir. Ender ve Lee (1997), reel ve nominal şokların, reel ve nominal döviz kurları üzerindeki ekilerini Dornbusch (1976) arafından küçük açık ekonomiler için gelişirilen model yardımıyla açıklamaya çalışmışır. Söz konusu model, m p y i, 0 (1) * 1 i i E s s (2) d y q g i y, 0 1; >0, (3) p 1 p d, 0 (4) q s p p (5) * 3 Bazı çalışmalarda yapısal şokların farklı isimlerle anıldığı görülmekedir. Reel ve nominal şoklar, sırasıyla, Borghijs ve Kuijs (2004) arafından nör olmayan (non-neural) ve nör (neural) şoklar, Lee ve Chinn (2006) ile Moore ve Penecos (2006) arafından kalıcı (permanen) ve geçici (emporary) şoklar, Ha vd. (2007) arafından ise emel (fundamenal) ve emel olmayan (non-fundamenal) şoklar şeklinde adlandırılmakadır. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 39

6 şeklinde beş emel eşiliken oluşmakadır ki burada üs simge (*) işarei yur dışı ekonomiye ai değişkenleri göserir ve faiz oranları dışındaki üm değişkenler logarimik formda iken, m para arzını, p fiyaı, y üreimi, i faiz oranını, s bir birim yabancı para biriminin yerli para birimi karşılığı şeklinde ifade edilen nominal döviz kurunu, d yerli mallar üzerindeki alep fazlası baskısını, q reel döviz kurunu, g ise başa kamu harcamaları olmak üzere oplam alebi arıran herhangi bir değişkeni emsil emekedir. Eşilik (1) yur içi para arzına eşi olan yur içi para alebinin yur içi fiya ve yur içi üreim ile poziif, yur içi faiz oranı ile de negaif yönlü bir ilişkisi olduğu varsayımına dayanmakadır. Eşilik (2) yur içi faiz oranının, yur dışı faiz oranı ile yerli paranın beklenen değer kaybı oranının oplamına eşi olduğunu göseren kapsanmamış faiz pariesini (uncovered ineres pariy) ifade emekedir. Eşilik (3) * alep baskısı y s p p g i ile yur içi üreim arasındaki fark olarak nielendirilen alep fazlası baskısını gösermekedir ki burada alep baskısı üzerinde yur içi üreim, reel döviz kuru ve kamu harcamalarının poziif, yur içi faiz oranının ise negaif ekisi bulunmakadır. Eşilik (4) fiyaın inibak sürecini gösermekedir. Buna göre, alep fazlası baskısının arması yur içi fiyaın yükselmesine yol açmakadır. Eşilik (5) ise reel döviz kurunu anımlamaka olup, reel döviz kurunun arması, yerli para biriminin reel olarak değer kaybemesi anlamına gelmekedir. Söz konusu modelde çözüme ulaşmak üzere, dışsal olan değişkenlere ai zaman paikalarının belirlenmesi amacıyla, y g y (6) 1 1 y1 m g (7) 1 1 g1 m (8) 1 1 m1 * * p 1 p... 0 (9) şeklinde dör varsayımda bulunulmakadır ki burada y1 ve g1, sırasıyla, reel şoklar olarak gelir ve kamu harcamaları şoklarını, m1 ise nominal şok olarak para 40 Ahme Mura ALPER

7 şokunu emsil emekedir. Buna göre, eşilik (6)-(8) söz konusu şokların sadece kalıcı bileşenlerden oluşuğunu, eşilik (9) ise yur dışı fiyaın zaman içinde değişmeyerek sıfır düzeyinde kaldığını gösermekedir. Uluslararası ekonomi lieraüründe yer alan çoğu model gibi, dünya ekonomisinin iki küçük açık ekonomiden oluşuğu ve davranışsal paramarelerin de bu ülkeler için özdeş olduğu,,,, varsayımının yapılması durumunda, yur içi ekonomiye ai değişkenler yur dışı ekonomiye kıyasla göreli büyüklükler olarak anımlanabilmekedir. Bu durumda, m yur içi ile yur dışı para arzı farkını, y yur içi ve yur dışı üreim farkını, i yur içi ve yur dışı faiz oranı farkını gösermekedir. p ise yur içi ile yur dışı fiya farkını emsil emeke olup, yur dışı fiyaın da içsel değişken olarak nielendirilmesinden öürü eşilik (9) u kullanmak gereksiz hale gelmekedir. Buna göre, p 0 başlangıçaki göreli fiyaı göserirken, eşilik (1)-(8) yardımıyla, nominal ve reel döviz kurlarına ilişkin zaman paikası, k s p 1 1 m y 1 m y g (10) k1 1 k1 k1 0 2 k q p m k 1 k yk m 2yg (11) şeklinde elde edilmekedir ki burada, ,, ve varsayım gereği 0 1, 1 1 dir. Eşilik (10)-(11) yardımıyla elde edilen nominal ve reel döviz kurlarına ai zaman paikaları, nominal ve reel şokların ekilerinin incelenmesini mümkün kılmakadır. Nominal şok olarak para arzı arışı ele alındığında, 0 ds dm dq dm 1 0 (12) sonucu elde edilmekedir ki bu durum nominal şokların gerek reel gerekse nominal döviz kuru üzerinde kısa dönemde ekisi olduğunu gösermekedir. Bununla birlike, Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 41

8 1 lim d d 1 k s m 1 1 (13) j j 0 1 k lim d d 11 k q m 1 0 (14) j j 0 1 k şeklinde ulaşılan sonuç, uzun dönemde, nominal şokların reel döviz kuru üzerindeki ekisinin kaybolduğunu, nominal döviz kuru üzerindeki ekisinin ise devam eiğini gösermekedir. Reel şoklar olarak, ilk olarak, gelir şokları incelendiğinde, söz konusu şokların nominal ve reel döviz kurları üzerindeki kısa dönemli ekisinin, ds dy dq dy (15) 2 şeklinde 2 kadar olduğu görülmekedir. Uzun dönemde de, gelir şokunun, nominal ve reel döviz kurları üzerindeki ekileri, lim ds j d y 1 1 (16) j lim dq j d y 1 0 (17) j olarak devam emekedir. Kamu harcamaları şoklarının diğer bir reel şok olarak değerlendirilmesi durumunda, gerek kısa gerekse uzun dönemde, söz konusu şokların ds dg limds j dg 1 (18) j dq dg limdq j dg 1 (19) j şeklinde nominal ve reel döviz kurları üzerindeki ekisinin birbirleriyle özdeş oldukları görülmekedir. Buna göre, reel ve nominal şokların, reel ve nominal döviz kuru üzerinde kısa dönemde ekisinin bulunduğu, ancak nominal şokların uzun dönemde nominal döviz kuru üzerindeki ekisinin devam emekle birlike, reel döviz kuru üzerindeki ekisinin kaybolduğu sonucu elde edilmekedir. 3. Ekonomerik Yönem Ekonomerik yönem olarak, Lasrapes in (1992) çalışması emelinde, düzeyde birim köke sahip olmakla birlike birinci farkları alınması halinde durağan hale 42 Ahme Mura ALPER

9 gelen reel ve nominal döviz kurlarının yer aldığı iki değişkenli SVAR modeli kullanılmışır. Buna göre, söz konusu SVAR modeli, z ALu, var u şeklinde ifade edilmekedir ki burada I (20) q ve s kurlarının birinci farklarını göserirken 2 1 z q s, sırasıyla, reel ve nominal döviz boyulu değişkenler vekörünü, u R ve u N, sırasıyla, reel şoklar (verimlilik arışı, eknolojik gelişimler, ercihlerdeki değişim vb.) ile nominal şokları (nominal para arzı arışları, u u u 2 1 boyulu yapısal şoklar devalüasyon vb.) göserirken R N vekörünü emsil emekedir. AL ise gecikme operaörü marisini ifade emekedir. A i marisleri bilinmeyen yapısal kasayıları içermeke olup, u marisinde yer alan yapısal şoklar da gözlenememekedir. Bu nedenle, VAR modeli indirgenmiş formda, z CLv, var C v, 0 şeklinde yazılarak C i marisleri elde edilmekedir. Eşilik (20)-(21) yardımıyla, v A i 0 I (21) A u (22) C A, i 1,2,..., k (23) i 0 sonuçlarına ulaşılmakadır. Eşilik (23), A i marisleri için çözüme ancak A 0 marisinin bilinmesi halinde ulaşılabileceğine işare emekedir. Değişken sayısının n iki olması, A 0 marisi için n 2 4 kadar kısılama geirilmesini gerekli kılmakadır. Söz konusu kısılamalar iki aşamada belirlenmekedir: İlk aşamada, yapısal şokların orogonal olduğu varsayımı alında AA 0 0 şeklinde edilen varyans-kovaryans marisi yardımıyla nn1 2 3 kadar kısılama sağlanmakadır. İkinci aşamada, Blanchard ve Quah (1989) arafından ileri sürülen yaklaşıma göre, ekonomik eoriye uygun olarak dışsal şokların içsel değişkenler üzerindeki uzun dönemli ekileri dikkae alınarak geriye kalan ek kısılama da Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 43

10 n n1 2 1 yerine geirilmekedir 4. Lasrapes modeline göre, ekonomik eori göz önüne alınarak, nominal şokların uzun dönemde reel döviz kuru üzerinde ekisi olmadığı varsayımı yapılmakadır. Söz konusu varsayım gereğince, A 1 marisinin birinci saırının ikinci süunundaki öğe sıfır değerini almakadır. Buna göre, eşilik (20) nin uzun dönemli göserimi, q A ur s A21 1 A22 1 u N (24) şeklinde yazılmakadır ki burada A 1 A0 A1..., u nin z üzerindeki uzun dönemli ekisini gösermekedir. Böylece, yapısal şokları içeren u vekörü ve A 0 marisinin belirlenmesiyle elde edilen A i marisleri yardımıyla, döviz kurlarında gözlemlenen dalgalanmaların kaynaklarının araşırılabilmesi için eki-epki fonksiyonları ile varyans ayrışırma yönemlerinin uygulanmasına zemin hazırlanmış olmakadır. 4. Ekonomerik Bulgular 4.1. Veri Sei Çalışma kapsamında yer alan değişkenlere ilişkin veri sei, 1987:1-2010:2 dönemine ai 94 üç aylık gözlemden oluşmakadır. Nominal döviz kuru (s) olarak 1 ABD dolarının Türk lirası karşılığının logarimik değeri kullanılmışır. Reel döviz kuru (q) ise, p ve p *, sırasıyla, Türkiye ve ABD ye ai ilgili fiya düzeyini göserirken logarimik formda q = s + p * p formülü yardımıyla 2005 baz yılı için hesaplanmışır. Fiya düzeyi olarak; ükeici fiyaları endeksi (CPI), üreici fiyaları endeksi (PPI) ve gayri safi yur içi hasıla deflaörü (DEF) dikkae alınarak qcpi, qppi ve qdef olmak üzere üç farklı reel döviz kuru serisi elde edilmişir. Böylece, üç farklı reel döviz kuru için üç model oluşurulmuş ve döviz kurlarında görülen dalgalanmaların kaynakları bu modeller yardımıyla araşırılmışır. Hesaplamalarda kullanılan nominal döviz kuru ile fiya düzeyleri Uluslararası Para Fonundan emin 4 Lieraürde, Blanchard-Quah yaklaşımı dışında farklı kısılama yönemleri de bulunmakadır. Niekim, Bernanke (1986), Blanchard ve Wason (1986) ile Sims (1986) eşanlı kısılamaların, Galí (1992) eşanlı ve uzun dönemli kısılamaların birlike, King vd. (1991), Gonzalo ve Ng (2001) ile Garran (2003) ise eşbüünleşmeye dayalı kısılamaların geirilmesini önermekedirler. Shapiro ve Wason (1988) da, Blanchard-Quah yaklaşımından farklı bir şekilde uzun dönemli kısılamaların konulması gerekiğini ileri sürmekedir. 44 Ahme Mura ALPER

11 edilmişir. Reel ve nominal döviz kurlarının zaman içindeki harekeleri Grafik 1 de yer almakadır. Grafik 1: Reel Döviz Kurları ve Nominal Döviz Kuru Tablo 1 de döviz kurlarının birinci farklarına ilişkin anımlayıcı isaisikler yer almakadır. Buna göre, döviz kurunda görülen oralama nominal değer kaybının, Türkiye nin ABD ye nazaran daha yüksek enflasyon oranlarına sahip olması nedeniyle oralama reel değer kaybından daha büyük olduğu görülmekedir. Benzer şekilde, nominal döviz kuru oynaklığı da, reel döviz kuru oynaklıklarından daha yüksekir. Diğer yandan, çarpıklıklarının 0 dan, basıklıklarının ise 3 en büyük olması nedeniyle nominal ve reel döviz kurları sivri bir yapıya sahip olup, normal dağılmamakadır. Niekim, Jarque-Bera es isaisikleri de normal dağılıma sahip olmadıklarını doğrulamakadır. Tablo 1: Tanımlayıcı İsaisikler Nolar: (1) işarei birinci fark operaörünü gösermekedir. (2) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Tablo 2 döviz kurları ile fiya düzeylerinin birinci farkları arasındaki korelasyonu gösermekedir. Buna göre, çeyrek dönemler iibarıyla yaşanan değişimler dikkae alındığında nominal döviz kuru ile reel döviz kurları arasında poziif bir ilişki Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 45

12 bulunmakadır. Diğer yandan, döviz kurunun nominal değer kayıpları ile reel değer arışları, enflasyon oranları ile birlike hareke emekedir. Tablo 2: Korelasyon Marisleri Nolar: (1) işarei birinci fark operaörünü gösermekedir. (2) Reel döviz kuru (q) ile Türkiye ye ai fiya düzeyi (p) olarak, sırasıyla, Model I için qcpi ve CPI; Model II için qppi ve PPI; Model III için de qdef ve DEF kullanılmışır. (3) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir Durağanlık ve Eşbüünleşme Analizleri SVAR modelinde, kullanılan değişkenlerin öncelikle durağan olması gerekmekedir. Bu nedenle, Genişleilmiş Dickey-Fuller (Augmened Dickey-Fuller, ADF), Phillips-Perron (PP), Dickey-Fuller Genelleşilmiş En Küçük Kareler (Dickey- Fuller Generalized Leas Squares, DF-GLS) ve Ng-Perron (NP) birim kök eslerine başvurulmuşur 5. Tablo 3 en her dör ese göre üç farklı reel döviz kuru ile nominal döviz kurunun düzeyde birim köke sahip olduğu, birinci farklarının alınması halinde ise durağanlık koşulunu yüzde 1 anlamlılık düzeyinde yerine geirdiği görülmekedir. k 5 ADF esi (Dickey ve Fuller, 1979, 1981), x x x u 1 i1 i i şeklinde ifade edilen eşiliğin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada birinci fark operaörünü, x incelemeye konu edilen değişkeni, sabi erimi, rende ai kasayıyı, u ise akgürülü sürecine sahip haa erimini gösermekedir. = 0 boş hipoezinin reddedilmesi, x serisinin durağan olduğu anlamına gelmekedir. PP esi (Phillips ve Perron, 1988), yukarıdaki eşiliğin basi formunda, i 0, yer alan kasayısına ai oranının değişirilmesiyle elde edilen Z isaisiği yardımıyla uygulanmakadır. DF-GLS esi (Ellio vd. 1996), yukarıdaki eşiliğin x serisinin genelleşirilmiş en küçük kareler yönemiyle rendden arındırılarak ahmin edilmesine dayanmakadır. NP esi (Ng ve Perron, 2001) ise, rendden arındırılan x serisi ile PP esinde önerilen Z isaisiği yardımıyla elde edilen MZ isaisiği dikkae alınarak yapılmakadır 46 Ahme Mura ALPER

13 Tablo 3: Birim Kök Tesi Sonuçları Nolar: (1) Kriik değerler ADF, PP ve DF-GLS esleri için MacKinnon (1996), NP esi için de Ng ve Perron (2001) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. ADF ve PP eslerinde % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde kriik değerler sabi erim içeren modeller için, sırasıyla, -3,503 ve -2,893 iken, sabi erim ile birlike rend içeren modeller için, sırasıyla, -4,060 ve -3,459 dur. Söz konusu kriik değerler DF-GLS esi için, sırasıyla, -2,590 ve -1,944 ile -3,60 ve -3,056; NP esi için de, sırasıyla, -13,80 ve -8,10 ile -23,80 ve -17,30 dur. (2) Paranez içi değerler Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (3) * işarei boş hipoezin % 1 düzeyinde reddedildiğini gösermekedir. (4) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Düzeyde durağan olmayan değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olmaması SVAR modelinin ahmin edilmesinde ikinci ön koşulu oluşurmakadır 6. Bu nedenle, reel ve nominal döviz kurları arasında uzun dönemli bir ilişki olup olmadığı, anımlanan üç farklı model çerçevesinde, öncelikle ek denklemin ahmin edilmesine dayalı olan Engle-Granger (EG), Phillips-Ouliaris (PO), Park ile Hansen eşbüünleşme esleri yardımıyla incelemişir 7. Tablo 4 en görüleceği üzere, her üç model için de EG ve PO eslerine göre reel ve nominal döviz kurları arasında eşbüünleşme ilişkisinin olmadığı yönündeki boş hipoez reddedilememiş, Park ve Hansen eslerine göre ise söz konusu iki değişken arasında eşbüünleşme ilişkisinin olduğu şeklindeki boş hipoez reddedilmişir. Böylece, ek denkleme dayalı eşbüünleşme eslerine göre reel döviz kurları ile nominal döviz kuru arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmadığı sonucuna ulaşılmışır. 6 Durağan olmayan değişkenler arasında uzun dönemli eşbüünleşme ilişki olması durumunda değişkenlerin birinci farkları alınarak oluşurulan SVAR modelinin ahmin edilmesi bilgi kaybına yol açabilmekedir. Bu durumda, SVAR modeli yerine haa düzelme (error correcion) modellerinin kullanılması önerilmekedir. 7 Engle ve Granger (1987) ile Phillips ve Ouliaris (1990) arafından gelişirilen esleri, incelemeye konu olan değişkenler arasındaki ilişkinin ahmin edilmesinin ardından elde edilen haa eriminin durağanlığının sınanmasına dayanmakadır. Hansen (1992) esinde eşbüünleşme veköründe yer alan paramerelerin isikrarlılığı araşırılmakadır. Park (1992) esinde ise, eşbüünleşme vekörüne eklenen sahe (spurious) zaman rendlerinin isaisiki anlamlılığı sınanmakadır. H(0,1) deerminisik eşbüünleşmenin, q > 1 iken H(1,q) ise sokasik eşbüünleşmenin varlığına işare emekedir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 47

14 Tablo 4: Tek Denkleme Dayalı Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Her dör ese de, reel ve nominal döviz kuru arasındaki ilişki amamen düzelilmiş en küçük kareler (fully modified ordinary leas sqares) yönemiyle ahmin edilmişir. (3) EG esinde uygun gecikme uzunluğu Schwarz Bilgi Krieri yardımıyla espi edilmişir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. PO esinde ise, Barle kernel spekral ahmin yönemi kullanılmış olup, ban genişliği Newey-Wes yönemi ile belirlenmişir. (4) EG ve PO eşbüünleşme esleri için MacKinnon (1996), Hansen eşbüünleşme esi için de Hansen (1992) arafından hazırlanan ablolar dikkae alınmışır. (5) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Elde edilen sonucun deseklenmesi amacıyla, ilave olarak, Johansen ve Saikkonen-Lükepohl eşbüünleşme esleri de incelemeye dahil edilmişir. Söz konusu iki esin uygulanmasından önce, reel döviz kurları ile nominal döviz kurunun birinci farkları alınarak oluşurulan kısısız vekör ooregresyon (Unresriced Vecor Auoregression, UVAR) modellerinin gecikme sayılarının belirlenmesi için Akaike Bilgi Krieri (Akaike Informaion Crierion, AIC), Schwarz Bilgi Krieri (Schwarz Informaion Crierion, SIC) ve Hannan-Quinn Krieri (Hannan- Quinn Crierion, HQ) olmak üzere üç farklı yöneme başvurulmuşur. Elde edilen sonuçlar Tablo 5 e özelenmişir. Buna göre, Model I için her üç bilgi krieri de uygun gecikme sayısının 4 olduğuna işare emekedir. Bununla birlike, söz konusu bilgi krierleri Model II ve III için farklı gecikme sayılarının alınmasını önermekedir. Niekim, uygun gecikme sayısı AIC, SIC ve HQ ye göre, sırasıyla, Model II için 5, 1 ve 3, Model III için de 4, 1 ve 2 olarak belirlenmekedir. 48 Ahme Mura ALPER

15 Tablo 5: UVAR Modelinin Gecikme Sayısının Belirlenmesi Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) k gecikme sayısını, * işarei ise bilgi krierlerine göre espi edilen uygun gecikme sayısını gösermekedir. (3) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Farklı gecikme sayılarının hangisinin uygun olduğuna karar verilebilmesi için, bilgi krierleri arafından önerilen en düşük gecikme sayılarıyla ahmin edilen UVAR modellerinden elde edilen haa erimleri incelenmişir. Söz konusu gecikme sayılarında içsel bağını ve değişen varyans sorunlarıyla karşılaşılması durumunda, söz konusu sorunlar giderilene kadar gecikme sayısı birer birer arırılmışır. Buna göre, başlangıça, gecikme sayısı, Model I için 4, Model II ve Model III için de 1 olarak seçilmişir. Bununla birlike, söz konusu gecikme sayılarıyla ahmin edilen UVAR modellerinden elde edilen haa erimlerinde içsel bağını ve değişen varyans sorunlarıyla karşılaşılmışır. Bu nedenle, normalie sorunu gözardı edilmek kaydıyla sonuçları Tablo 6 da yer alan içsel bağını ve değişen varyans esi sonuçları dikkae alınarak gecikme sayısı Model I için 6 ya, Model II ve Model III için de 5 e çıkarılmışır. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 49

16 Tablo 6: Haa Terimi Tes Sonuçları Tablo 6: Haa Terimi Tes Sonuçları Nolar: Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Haa erimi eslerinde, sırasıyla, haa eriminin içsel bağını ve değişen varyans sorunlarını içermediği ve normal dağılıma sahip olduğu boş hipoez sınanmakadır. (3) Breush-Godfrey esinde LM isaisiği, Whie ve Jarque-Bera eslerinde ise 2 isaisiği dikkae alınmışır. (4) Normalie esleri, Cholesky fakorizasyonuna dayanmakadır. (5) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. UVAR modellerinin gecikme sayılarının her üç model için espi edilmesinin ardından, reel ve nominal döviz kurları arasındaki uzun dönemli ilişkinin varlığı Johansen ve Saikkonen-Lükepohl (SL) eşbüünleşme analizleri çerçevesinde iz (race) esi sonuçları dikkae alınarak incelenmişir 8. Buna göre, farklı reel döviz kurlarına göre anımlanan her üç model her üç durumda da reel ve nominal döviz kurları arasında herhangi bir eşbüünleşme ilişkisi bulunmadığına işare emekedir (Tablo 7). Bu sonuç, EG, PO, Park ile Hansen eşbüünleşme eslerinden elde edilen reel ve nominal döviz kurları arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmadığı yönündeki sonucu da doğrulamakadır. 8 Johansen (1988, 1991, 1995) arafından gelişirilen eşbüünleşme analizi, x birinci dereceden durağan k değişkenlerin oluşurduğu n 1 boyulu vekörü göserirken x x 1 + i 1 ixi u şeklinde formüle edilen vekör haa düzelme modeline (vecor error correcion model) dayanmakadır. SL eşbüünleşme analizinde (Saikkonen ve Lükepohl, 2000) ise, Johansen analizinden farklı olarak, sabi ve/veya rendden oluşan deerminisik erim genelleşirilmiş en küçük kareler (generalized ordinary leas squares) ahmin edilmeke ve ardından x değişkeni söz konusu deerminisik erimden arındırılmakadır. Johansen ve SL eşbüünleşme eslerinde marisinin rankı, aynı zamanda, eşbüünleşme vekörünün rankı olduğundan iz esine göre r 0 1,..., n 1 : boş hipoezi : H r rank r iken H r rank r şeklindeki alernaifine karşı sınanmakadır. 50 Ahme Mura ALPER

17 Tablo 7: Johansen ve SL Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) J, Johansen eşbüünleşme esini gösermekedir. (2) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (3) Sabi erime sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erimin yer aldığı, VAR modelinde herhangi bir deerminisik erimin bulunmadığı modeli; sabi erim ile birlike rende sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erim ile rendin, VAR modelinde sabi erimin bulunduğu modeli; orogonal rende sahip olan model ise eşbüünleşme vekörü ile VAR modelinin her ikisinde sadece sabi erimin yer aldığı modeli yansımakadır. (4) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (5) Kriik değerler Johansen eşbüünleşme esi için Doornik (1998), SL eşbüünleşme esi için Trenkler (2008) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. (6) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir Yapısal Kırılmalar Alında Durağanlık ve Eşbüünleşme Analizleri Tablo 3 de yer alan birim kök esi ile Tablo 4 ve Tablo 7 de yer alan eşbüünleşme esi sonuçları, Türkiye ekonomisinde ele alınan dönemde herhangi bir yapısal kırılmanın olmadığı varsayımı alında elde edilmişir. Bununla birlike, özellikle Şekil 1a dan 1994 ve 2001 yıllarındaki ekonomik krizlerinin reel döviz kurları, Şekil 1b den ise 2002 yılında uygulamaya konulan örük enflasyon hedeflemesi rejiminin nominal döviz kuru üzerinde neden olduğu değişim belirgin bir şekilde görülmekedir. Bu nedenle, elde edilen sonuçları değişirebileceği ihimaline karşı, söz konusu gelişmelerin birim kök ve eşbüünleşme ilişkisi üzerindeki olası ekilerinin açıkça oraya koyulması gerekmekedir 9. Bu kapsamda, ilk olarak, yapısal kırılma dönemlerinin içsel olarak belirlenebildiği Zivo-Andrews (ZA) ile Lumsdaine-Papell (LP) birim kök eslerine başvurulmuşur 10. Bir yapısal 9 Lieraürde, yapısal kırılmaların dahil edilebildiği birçok birim kök ve eşbüünleşme esi bulunmakadır. Yapısal kırılmaları dikkae alan başlıca birim kök esleri Perron (1989, 1997), Banerjee vd. (1992), Zivo ve Andrews (1992), Lumsdaine ve Papel (1997) ile Lee ve Srazicich (2003); başlıca eşbüünleşme esi ise Gregory ve Hansen (1996) ile Johansen vd. (2000) arafından gelişirilmişir. 10 LP esi (Lumsdaine ve Papell, 1997), sabie iki yapısal kırılmaya izin veren k x x 1 DU1 DU 2 i 1 ixi u şeklinde ifade edilen Model AA nın, sabie Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 51

18 kırılmaya izin veren ZA ile iki yapısal kırılmaya imkan anıyan LP birim kök es sonuçlarına Tablo 8 de yer verilmişir. Söz konusu iki birim kök esi, yapısal kırılmaların varlığına işare ese de, bu kırılmaların reel ve nominal döviz kurlarının düzeyde durağan olmadıkları sonucunu değişirmediğini gösermekedir. Tablo 8: ZA ve LP Birim Kök Tesi Sonuçları Nolar: (1) Sabie yapısal kırılma içeren model ZA esinde Model A, LP esinde Model AA ya; rendde yapısal kırılma içeren model ZA esinde Model B, LP esinde Model CA ya; sabi ve rendde yapısal kırılma içeren model ise ZA esinde Model C, LP esinde ise Model CC ye karşılık gelmekedir. (2) Kriik değerler ZA esi için Zivo ve Andrews (1992), LP esi için Lumsdaine ve Papell (1997) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. ZA esinde % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde kriik değerler sabie yapısal kırılma içeren model için, sırasıyla, -5,34 ve 4,80; rendde yapısal kırılma içeren model için, sırasıyla, -4,93 ve -4,42; sabi ile birlike rendde de yapısal kırılma içeren model için, sırasıyla, -5,57 ve -5,08 dir. Söz konusu kriik değerler LP esi için, sırasıyla, -6,94 ve -6,24; -7,24 ve -6,65 ile -7,34 ve -6,82 dir. (3) Paranez içi değerler Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (4) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. iki, rendde bir yapısal kırılmaya izin veren k x x 1 DU1 DT1 DU 2 i 1 ixi u şeklinde ifade edilen Model CA nın ve sabi ile rendin her ikisinde de iki yapısal kırılmaya izin veren k x x 1 DU1 DT1 DU 2 DT 2 i 1 ixi u şeklinde ifade edilen Model CC nin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada birinci fark operaörünü, x incelemeye konu edilen değişkeni, DU 1 ve DU 2 sabie yapısal kırılmayı göseren kukla değişkenleri, DT 1 ve DT 2 rendde yapısal, ve kukla u ise akgürülü sürecine sahip haa erimini emsil emekedir. 1,2,..., T zamanı ve kırılmayı göseren kukla değişkenleri, sabi erimi, rende ai kasayıyı, değişkenlere ai kasayıları, TB 1 ile TB 2 1 TB1, TB2 T yapısal kırılma dönemlerini gösermek üzere, DU 1 ve DU 2 kukla değişkenleri, sırasıyla, TB1 ve TB2 durumunda bir, diğer durumlarda sıfır; DT 1 ve DT 2 kukla değişkenleri ise, sırasıyla, TB1 ve TB2 durumunda TB1 ve TB2, diğer durumlarda ise sıfır değerlerini almakadır. ZA esi (Zivo ve Andrews, 1992) ise, LP esinden farklı olarak, sabi, rend ve sabi ile birlike rendde ek bir kırılmaya izin veren Model A, Model B ve Model C anımlanarak uygulanmakadır. Buna göre, LP esi için formüle edilen Model CC de 0 iken ZA esi için Model A ya, 0 iken ZA esi için Model B ye ve 0 iken ZA esi için Model C ye ulaşılmakadır. ZA ve LP eslerinde = 0 boş hipoezinin reddedilmesi, x serisinin yapısal kırılmaya sahip olarak durağan olduğu anlamına gelmekedir. 52 Ahme Mura ALPER

19 ZA ve LP birim kök esleri, yapısal kırılmaların anlık olarak gerçekleşiği varsayımına dayanmakadır. Halbuki, ekonomik birimlerin ümü, oraya çıkan değişimlere anlık ve eş zamanlı olarak epki vermemekedirler. Bu nedenle, ZA ve LP eslerine ilaveen yapısal kırılmaların ekisinin birden çok dönemde sürmesine imkan anıyan Saikkonen-Lükepohl (SL) birim kök esi uygulanmışır 11. Tablo 9 da yer alan sonuçlardan görüleceği üzere, SL birim kök esi yardımıyla 1994 yılının ikinci çeyreği ile 1998 yılının ilk çeyreği yapısal kırılma dönemleri olarak espi edilmesine karşın, ZA ve LP eslerinde olduğu gibi yapısal kırılmaların ADF, PP, DF- GLS ve NP birim kök es sonuçlarını ekilemediği sonucuna ulaşılmışır. Tablo 9: SL Birim Kök Tesi Sonuçları Nolar: (1) Kriik değerler Lane vd. (2002) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. Söz konusu değerler % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde sabi erim içeren modeller için, sırasıyla, -3,48 ve -2,88 iken, sabi erim ile birlike rend içeren modeller için, sırasıyla, -3,55 ve -3,03 ür. (2) Paranez içi değerler Akaike Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (3) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. İncelemeye konu edilen değişkenlerin ümünün birinci farklarının durağan olmakla birlike yapısal kırılmalara sahip olması, EG, PO, Park ve Hansen ile Johansen ve SL eşbüünleşme esi sonuçlarını da şüpheli hale geirmişir. Bu nedenle, ilk olarak yapısal kırılma döneminin içsel olarak belirlendiği Gregory- x f u şeklinde 11 SL birim kök esi (Saikkonen ve Lükepohl, 2002 ile Lane vd. 2002), anımlanan eşiliğin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada birinci fark operaörünü, edilen değişkeni, ai kasayıyı, f değişim (shif) fonksiyonunu, sabi erimi, rende x incelemeye konu u ise akgürülü sürecine sahip haa erimini gösermekedir. ve ise bilinmeyen paramereleri emsil emekedir. Söz konusu 1 ese değişim fonksiyonu üç farklı şekilde anımlanmakadır: TB değişim dönemini gösermek üzere ilk olarak, f fonksiyonu parameresinden bağımsız olarak TB iken bir, diğer durumlarda sıfır değerini alacak şekilde 2 doğrusal formda; ikinci olarak, f fonksiyonu TB iken 1exp TB1, diğer durumlarda sıfır 3 değeri alacak şekilde üsel formda; üçüncü olarak ise f fonksiyonu parameresi 1 ve 2 şeklinde iki bileşene TB ji ayrılmak üzere TB iken 1 1 2, TB iken j 1 1, diğer durumlarda ise sıfır değerini alacak şekilde oransal formda düzenlenmekedir. Elde edilen es isaisiğinin, kriik değerden mulak olarak büyük olması x serisinin yapısal kırılmaya sahip olarak durağan olduğu anlamına gelmekedir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 53

20 Hansen (GH) eşbüünleşme esi kullanılmışır 12. Tablo 10 dan görüleceği üzere, yapısal kırılmaların farklı şekilde anımlandığı her üç durumda da reel döviz kuru ile nominal döviz kuru arasında uzun dönemli bir ilişki bulunmamışır. Tablo 10: GH Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) GH esinde sabie yapısal kırılma içeren model Model C ye, sabie yapısal kırılma içeren rendli model Model C/T ye, rejim değişikliği içeren model ise Model C/S ye karşılık gelmekedir. (2) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (3) Kriik değerler Gregory ve Hansen (1996) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. ADF esinin kriik değerleri % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde, sırasıyla, sabie yapısal kırılma içeren model için -5,44 ve -4,92, sabie yapısal kırılma içeren rendli model için -5,80 ve -5,29, rejim değişikliği içeren model için -5,97 ve -5,50; PP esinin kriik değerleri % 1 ve % 5 anlamlılık düzeylerinde, sırasıyla, sabie yapısal kırılma içeren model için -57,01 ve -46,98, sabie yapısal kırılma içeren rendli model için -64,77 ve -53,92, rejim değişikliği içeren model için -68,21 ve -58,33 ür. (4) Paranez içi değerler Schwarz Bilgi Krierine göre belirlenen opimal gecikme sayısını gösermekedir. Maksimum gecikme sayısı 8 olarak alınmışır. (5) Dönem aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. GH eşbüünleşme esinde yapısal kırılmalar içsel olarak belirlenmesine karşın, renddeki yapısal kırılmaları ihmal emeke ve birden fazla yapısal kırılmanın varlığını göz ardı emekedir. Bu nedenle, iki yapısal kırılmanın bir arada incelenmesine imkan veren Johansen vd. (2000) arafından gelişirilen Johansen- Mosconi-Nielsen (JMN) eşbüünleşme esine başvurulmuşur. Söz konusu ese, yapısal kırılma dönemleri dışsal olarak belirlenebilmekedir. Bununla birlike, Sock 12 GH eşbüünleşme esi (Gregory ve Hansen, 1996), sabie yapısal kırılmaya izin veren x x u şeklinde ifade edilen Model C nin, bünyesinde rend barındıran ve sabie yapısal x x u şeklinde ifade edilen Model C/T nin, rejim değişikliğinin kırılmaya izin veren incelenmesine imkan anıyan x x 2 2 x 2 u şeklinde ifade edilen Model C/S nin ahmin edilmesine dayanmakadır ki burada x 1 ve x 2 incelemeye konu edilen değişkenleri, 1 ve 2, sırasıyla, yapısal kırılmadan önceki sabi erimi ve yapısal kırılmanın sabi erimde yapmış olduğu değişikliği, açıklayıcı değişkenlere ai kasayı vekörünü, 1 ve 2, sırasıyla, rejim değişikliğinden önceki eşbüünleşme vekörünü ve rejim değişikliğinin eşbüünleşme veköründe yapmış olduğu değişikliği, rende ai kasayıyı, u akgürülü sürecine sahip haa erimini gösermekedir. ise, iken bir, diğer durumlarda sıfır değeri alan bir kukla değişken olup, 0 ile 1 arasında yer alan kasayısı ise yapısal kırılmanın gerçekleşiği dönemi emsil emekedir. GH eşbüünleşme esinde, her bir değeri için üç model ahmin edilmeke ve elde edilen haa erimlerine ADF ve PP birim kök esleri uygulanmakadır. Buna göre, değeri için elde edilen es isaisiğinin minimum olduğu noka yapısal kırılmanın gerçekleşiği dönem olarak kabul edilmeke ve söz konusu es isaisiğinin mulak olarak kriik değerden büyük olması durumunda eşbüünleşmenin olmadığı yönündeki boş hipoez reddedilmekedir. 54 Ahme Mura ALPER

21 ve Wason (2005) arafından ileri sürülen görüş akip edilerek UVAR modelini oluşuran her bir eşiliğe ayrı ayrı Quand-Andrews ve Chow kırılma nokası (breakpoin) eslerini uygulamak sureiyle yapısal kırılma dönemlerinin içsel olarak belirlenmesine karar verilmişir 13. Buna göre, Chow esinde en yüksek F isaisiğine sahip olan kukla değişkene denk gelen dönem Quand-Andrews esine göre yapısal kırılmanın gerçekleşiği dönem olarak kabul edilmişir. Tahmin aralığı yapısal kırılmanın yaşandığı dönem emel alınarak ikiye ayrılmış ve yeeri sayıda gözlem olması halinde Chow esi ekrarlanarak ara dönemlerde başka kırılmanın olup olmadığı araşırılmışır. Tablo 11 de yer alan sonuçlardan Quand- Andrews esinin varlığına işare eiği yapısal kırılma dönemlerinin hemen hemen amamının Chow esine göre isaisiki olarak anlamlı olduğu görülmüşür. Tablo 11: Chow Kırılma Nokası Tesi Sonuçları Nolar: (1) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (2) Chow esinde yapısal kırılmanın olmadığı boş hipoezi sınanmakadır. (3) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Bu çerçevede, modellerin her üçü için ekonomik krizin yaşandığı dönemin eresine denk gelen 1994 yılının üçüncü çeyreği ile örük enflasyon hedeflemesi rejiminin uygulanmaya başlandığı 2002 yılının ilk çeyreğinin yapısal kırılma dönemleri olarak kabul edilerek JMN eşbüünleşme esi uygulanmışır 14. Tablo 12 de sunulan sonuçlar, JMN esinin reel döviz kurları ile nominal döviz kuru 13 Lieraürde, çok değişkenli zaman serisi analizlerde yapısal kırılmaların incelenebildiği Bai vd. (1998) ile Qu ve Perron (2007) arafından oraya aılan iki emel çalışma bulunmakadır: Bununla birlike, ilk çalışma ele alınan değişkenlerin ümünün orak bir yapısal kırılmaya sahip olduğu, ikinci çalışma ise paramerelerdeki değişimlerin ek bir seferde gerçekleşiği varsayımına dayanmakadır. 14 Model III için 1997 yılının ikinci çeyreğinde espi edilen yapısal kırılma, herhangi bir ikisadi gerekçeye dayanmaması nedeniyle ihmal edilmişir. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 55

22 arasında herhangi bir eşbüünleşme ilişkisi bulunmadığına işare eiği yönündedir. Buna göre, GH ile JMN eşbüünleşme esleri de, yapısal kırılmaların dahil edilemediği diğer eşbüünleşme esleri ile benzer sonuçlar vermişir. Tablo 12: JMN Eşbüünleşme Tesi Sonuçları Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Sabi erime sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erimin yer aldığı, VAR modelinde herhangi bir deerminisik erimin bulunmadığı modeli; sabi erim ile birlike rende sahip olan model eşbüünleşme veköründe sabi erim ile rendin, VAR modelinde sabi erimin bulunduğu modeli yansımakadır. Kriik değerlerinin hesaplanması güç olan orogonal rende sahip olan modele ilişkin analiz ise ihmal edilmişir. (3) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (4) Kriik değerler Johansen vd. (2000) arafından hazırlanan ablolardan alınmışır. (5) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir Eki-Tepki Fonksiyonları ve Varyans Ayrışırması Model I-III ü oluşuran reel ve nominal döviz kurlarının düzeyde birim kök aşımakla birlike, birinci farklarının alınması halinde durağan duruma gelmesi ve söz konusu değişkenler arasında herhangi bir eşbüünleşme ilişkisinin de bulunmaması, SVAR modeli çerçevesinde reel ve nominal şokların döviz kurları üzerindeki dinamik ekilerinin eki-epki fonksiyonu ve varyans ayrışırması yönemleriyle incelenmesine imkan vermekedir. Bu bağlamda, ilk olarak, Quand- Andrews ve Chow esleri yardımıyla elde edilen sonuçlar ekseninde 1994 yılının üçüncü çeyreği ile 2002 yılının ilk çeyreğinde gözlemlenen yapısal kırılmalar dikkae alınarak oluşurulan kukla değişkenler kullanılmak kaydıyla modellerin her üçü için anımlanan UVAR modeli ahmin edilmişir. Tahmin sonuçları incelendiğinde üç modelde de 2002 yılının ilk çeyreği için oluşurulan kukla değişkenin isaisiki olarak yüzde 5 düzeyinde anlamlı olduğu, ancak 1994 yılının üçüncü çeyreği için oluşurulan kukla değişkenin yüzde 10 düzeyinde bile anlamlı olmadığı görülmüşür. Bu nedenle, UVAR modeli için yapılan son ahminde sadece 2002 yılının ilk çeyreğindeki yapısal kırılmayı göseren kukla değişken (D02) kullanılmışır. 56 Ahme Mura ALPER

23 Grafik 2 den görüleceği üzere, kasayı marisi köklerinin birim çember içinde yer almasından öürü UVAR modellerinin isikrarlılığı konusunda sadece D02 kukla değişkeninin kullanılmasının yeerli olduğu sonucuna ulaşılmışır. Grafik 2: UVAR Modelleri için İsikrar Koşulu Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (3) D02 kukla değişkeni modellere dahil edilmişir. (4) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. UVAR modelinin belirlenmesinin ardından, Blanchard ve Quah (1989) yaklaşımı çerçevesinde Lasrapes in (1992) önerisi dikkae alınarak, nominal döviz kurunun uzun dönemde reel döviz kuru üzerinde ekisi olmadığı kısıı geirilerek eşilik (24) ile göserilen SVAR modeli ahmin edilmiş ve sonuçları Tablo 13 e özelenmişir. Tablo 13: SVAR Modeli Tahmin Sonuçları Nolar: (1) Reel döviz kuru olarak Model I de qcpi, Model II de qppi, Model III e ise qdef kullanılmışır. (2) Gecikme sayısı Model I için 6, Model II ve III için 5 ir. (3) D02 kukla değişkeni modellere dahil edilmişir. (4) A 12 (1)=0 varsayımı yapılmışır. (4) Tahmin aralığı 1987Q1-2010Q2 dir. Tahmin işleminin ardından eki-epki fonksiyonuna başvurulmuş olup, elde edilen bir sandar haalık reel ve nominal şok karşısında reel ve nominal döviz kurlarının 1 ila 100 çeyrek dönem sonrasında gösereceği birikimli epkilere Grafik 3 e yer verilmişir 15. Grafik 3a-c incelendiğinde, reel döviz kuru üzerinde reel 15 SVAR modelinin birinci farkı alınmış reel ve nominal döviz kurlarından oluşması nedeniyle, reel ve nominal şokların reel ve nominal döviz kurlarının düzeydeki değerleri üzerindeki uzun dönemli ekisinin incelenebilmesi için eki-epki fonksiyonlarının birikimli değerleri dikkae alınmışır. Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği 57

BİRİM 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 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

Detaylı

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

24.05.2010. 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

Detaylı

Birim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim 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

Detaylı

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

YAPISAL 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

Detaylı

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

Zaman 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

Detaylı

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ Leven ERDOĞAN ÖZET. Bu çalışmada verimliliğin devrevi harekei, ekonomik faaliyelerle ilişkisi ve verimliliği nelerin belirlediği açıklanmaya

Detaylı

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ

ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ 45 ÜCRET-FİYAT SPİRALİ: TÜRK İMALAT SANAYİ ÖRNEĞİ Zehra ABDİOĞLU * ÖZET Bu çalışma Türkiye için 2005-2012 dönemi iibariyle ara malı, dayanıklı ükeim malı, dayanıksız ükeim malı, enerji ve sermaye malı

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:

REEL 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

Detaylı

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *

İŞSİZLİK 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.

Detaylı

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ

PETROL 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

Detaylı

NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)

NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*) NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin

Detaylı

Birim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim 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

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI

Türkiye 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

Detaylı

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi

Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Etkisi Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (7) 2004 / 1 : 23-35 Enflasyonun Borsa Performansı Üzerindeki Ekisi Osman Karamusafa * Ayku Karakaya ** Öze: Bu çalışmanın amacı, enflasyon oranının

Detaylı

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss2963 Number: 37, p. 399-408, Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma

Detaylı

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH

İŞSİZLİK 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

Detaylı

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ

TÜRKİYE 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

Detaylı

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme

Türkiye Ekonomisinde Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Türkiye Ekonomisinde Enerji Tükeimi ve Ekonomik Büyüme Mehme MUCUK * Doğan UYSAL ** Öze Genel olarak enerji, ekonomik ve endüsriyel kalkınma için önemli bir girdi kabul edilmekedir. Ancak enerjinin bazı

Detaylı

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ

TÜRKİYE 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

Detaylı

SORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI

SORU 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 +

Detaylı

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler

Dolar 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

Detaylı

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi 259-284 Saın Alma Gücü Pariesinin Azerbaycan, Kazakisan ve Kırgızisan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbüünleşme Analizi Turhan Korkmaz Emrah İsmail Çevik ** Nüke Kırcı Çevik *** Öz Bu çalışmada Azerbaycan,

Detaylı

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ

KONYA 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

Detaylı

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.

Detaylı

Teknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.

Teknolojik 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

Detaylı

REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ. Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL

REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ. Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL REEL KURLAR VE BALASSA- SAMUELSON HİPOTEZİ Arş. Gör. Almıla BURGAÇ ÇİL Çalışmanın Amacı Finansal serbesinin başladığı 1990 sonrası dönemini kapsayan süreçe Türk Lirası nın değerlenmesinin Balassa- Samuelson

Detaylı

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik:

Hisse Senedi Fiyatlarıyla Yabancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Hisse Senedi Fiyalarıyla abancı İşlem Hacmi Arasında Nedensellik: Toda-amamoo aklaşımı Dr. Cüney AKAR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma İİBF. Öze Bu çalışmada İsanbul Menkul Kıymeler Borsasında (İMKB) IMKB100

Detaylı

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama

Box-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

Detaylı

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu

Türkiye 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

Detaylı

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği

Borsa 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,

Detaylı

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller

DEĞİŞKENLER 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

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve

Detaylı

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10

Discussion 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

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ

TÜRKİYE 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,

Detaylı

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?

FAİZ 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,

Detaylı

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ

TCMB 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

Detaylı

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region

A 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

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama

Türkiye nin İthalat ve İhracat Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 3 Sayı: 2 Nisan 203 ss. 9-208 Türkiye nin İhala ve İhraca Bağımlılığı: Seçilmiş Ülke Örnekleri Üzerine Ampirik Bir Uygulama Dependency of Impor and Expor of

Detaylı

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012 Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi

Detaylı

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY

Detaylı

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Sabit Sermaye Yatırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz Mura ÇETİN Doç. Dr., Bozok Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü mura.cein@bozok.edu.r Sabi Sermaye Yaırımları ve Ekonomik Büyüme: Ampirik Bir Analiz

Detaylı

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2011, Volume: 6, Number: 4, Aricle Number: 3C0085 SOCIAL SCIENCES Received: May 2011 Acceped: Ocober 2011 Şeyma Çalışkan Çavdar Series : 3C Yildiz

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,

Detaylı

TÜRKİYE 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 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

Detaylı

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ Eem Hakan ERGEÇ Eskişehir Osmangazi Üniversiesi Mura TAŞDEMİR Eskişehir OsmangaziÜniversiesi Öze İnşaa sekörü çıkısının

Detaylı

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey

Crude Oil Import and Economic Growth: Turkey MPRA Munich Personal RePEc Archive Crude Oil Impor and Economic Growh: Turkey Erginbay Ugurlu and Aydın Ünsal Isanbul Aydın Universiy, Gazi Universiy 28 May 2009 Online a hps://mpra.ub.uni-muenchen.de/69923/

Detaylı

Çift Üstel Düzeltme (Holt Metodu ile)

Çift 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

Detaylı

Erkan Özata 1. Econometric Investigation of the Relationships Between Energy Consumption and Economic Growth in Turkey

Erkan 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

Detaylı

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi

Türkiye 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*

Detaylı

Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)

Tüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01) June 7-9, 2009, Eskişehir, Turkey. Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004:0-2009:0) Yusuf Volkan Topuz * İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İşleme Bölümü,

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASINDA DEĞİŞKENLİĞİN (VOLATİLİTENİN) ARCH-GARCH YÖNTEMLERİ İLE MODELLENMESİ

İSTANBUL 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,

Detaylı

PARA POLİTİKASININ FİYAT BİLEŞENLERİ ÜZERİNE ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-2009

PARA POLİTİKASININ FİYAT BİLEŞENLERİ ÜZERİNE ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-2009 Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 11 / 3 (29). 113-126 PARA POLİİKASININ FİYA BİLEŞENLERİ ÜZERİNE EKİSİ: ÜRKİYE ÖRNEĞİ: 1988-29 Yeliz YALÇIN * Ferhan ÇEVİK Öz: Bu çalışmada, CMB

Detaylı

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

Detaylı

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ

BANKA 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.

Detaylı

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ

TÜRKİYE 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.

Detaylı

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini Ekonomeri ve İsaisik Sayı:4 006-1-8 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ Whie ın Heeroskedisie Tuarlı Kovaryans Marisi Tahmini Yoluyla Heeroskedasie Alında Model Tahmini

Detaylı

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ

FİNANSAL 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

Detaylı

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:17 Sayı:1 Haziran 2013 ss.17-35 Rasyonel Bekleniler Hipoezinin Tesi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Tes of he Raional Expecaions Hypohesis: Inflaion, Ineres Rae and Exchange

Detaylı

Faiz Oranı Kanalının 2001 2008 Döneminde Türkiye de Etkinliğinin Değerlendirilmesi* The Evaluation of Interest Rate Channel in Turkey 2001 2008

Faiz 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

Detaylı

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi

Reel Kesim Güven Endeksi ile İMKB 100 Endeksi arasındaki dinamik nedensellik ilişkisi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:38, Sayı/No:1, 009, 4-37 ISSN: 1303-173 - www.ifdergisi.org 009 Reel Kesim Güven Endeksi

Detaylı

TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006

TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 69 TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 ÖZET Prof. Dr. Rahmi YAMAK Arş. Gör. Zehra ABDİOĞLU Hall un esadüfi yürüyüş modeli, cari ükeim harcamalarının yalnızca geçmiş dönemin ükeim harcamaları

Detaylı

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ

AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ AKDENİZ ÜNİVERSİTESİ ZİRAAT FAKÜLTESİ DERGİSİ,, 15(),71-79 AYÇİÇEK VE SOYA YAĞI İTHALAT TALEBİNİN ANALİZİ Selim Adem HATIRLI Vecdi DEMİRCAN Ali Rıza AKTAŞ Süleyman Demirel Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİNDE BÜTÇE AÇIĞININ SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİNİN ANALİZİ

TÜRKİYE 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

Detaylı

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi

BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Entegrasyonunun Parametrik ve Parametrik Olmayan Eşbütünleşme Testleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun Paramerik ve Paramerik Olmayan Eşbüünleşme Tesleri ile Analizi BRIC Ülkeleri ve Türkiye Arasındaki Sermaye Piyasaları Enegrasyonunun

Detaylı

Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği

Finansal 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

Detaylı

Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Aktarım Mekanizması

Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Aktarım Mekanizması Türkiye de Faiz Kanalı İle Parasal Akarım Mekanizması Seyfein ERDOĞAN Doç Dr., Kocaeli Üniversiesi, İİBF İkisa Bölümü serdogan@kou.edu.r Durmuş Çağrı YILDIRIM Arş. Gör., Kocaeli Üniversiesi, SBE cagri.yildirim@kocaeli.edu.r

Detaylı

Türkiye deki Cari Açık Sürdürülebilir mi? Ekonometrik Bir Analiz

Türkiye deki Cari Açık Sürdürülebilir mi? Ekonometrik Bir Analiz Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (17) 2009 / 1 : 164-174 Türkiye deki Cari Açık Sürdürülebilir mi? Ekonomerik Bir Analiz Osman Peker * Öze: Bu çalışmada, Türkiye de cari işlemler açığının

Detaylı

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI Tayfur BAYAT ÖZ Bu çalışmada 2002M-20M5 dönemine ai aylık verilerle alernaif nominal vadeli mevdua faiz oranları ile ükeici

Detaylı

Cari İşlemler Açığının Sürdürülebilirliğinin Çoklu Yapısal Kırılmalı Eşbütünleşme Yöntemi ile Sınanması

Cari İşlemler Açığının Sürdürülebilirliğinin Çoklu Yapısal Kırılmalı Eşbütünleşme Yöntemi ile Sınanması Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:19. Sayı:2. Aralık 2015 ss.135-149 Cari İşlemler Açığının Sürdürülebilirliğinin Çoklu Yapısal Kırılmalı Eşbüünleşme Yönemi ile Tesing he Susainabiliy of Curren Accoun

Detaylı

MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA

MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 5, Sayı:, 3 MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİLE BİR UGULAMA Özlem AVAZ KIZILGÖL (*) Öze: Bu çalışmada, GSİH, ihraca,

Detaylı

Yaz Saati Uygulaması Anomalisinin İMKB 100 Endeks Getirisine Etkisinin Test Edilmesi

Yaz 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

Detaylı

Metal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy

Metal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy SESSION Meal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipoezinin ürkiye Ekonomisi için Sınanması Inensiy of Meal (Seel) Use Hypohesis: A es for urkish Economy Assoc. Prof. Dr. Fikre Dülger (Çukurova Universiy, urkey)

Detaylı

DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİNİN İHRACAT ÜZERİNE ETKİSİ: OSMANİYE İLİ ÖRNEĞİ

DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİNİN İHRACAT ÜZERİNE ETKİSİ: OSMANİYE İLİ ÖRNEĞİ The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss4835 Number: 52, p. 105-118, Winer I 2016 Yayın Süreci / Publicaion Process Yayın

Detaylı

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case

The Roles of Financial Factors on the Real Money Demand: Turkey Case FİNANSAL FAKTÖRLERİN REEL PARA TALEBİ ÜZERİNDEKİ ROLÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ The Roles of Financial Facors on he Real Money Demand: Turkey Case Musafa SEVÜKTEKİN * Mehme NARGELEÇEKENLER * BAÜ 8() 45 ÖZ Araşırmanın

Detaylı

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ

T.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

Detaylı

Araştırma Makalesi. Selçuk Üniversitesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) ISSN:

Araştırma Makalesi.  Selçuk Üniversitesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) ISSN: Araşırma Makalesi www.ziraa.selcuk.edu.r/ojs Selçuk Üniversiesi Selçuk Tarım ve Gıda Bilimleri Dergisi 26 (2): (2012) 63-69 ISSN:1309-0550 Türkiye nin Tarım Ürünleri İhraca Fonksiyonu ve Döviz Kuru Belirsizliğinin

Detaylı

İMKB 100 endeksindeki kaldıraç etkisinin ARCH modelleriyle iki alt dönemde incelenmesi

İMKB 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

Detaylı

Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi

Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi Türkiye de Dış Borçlanma-Ekonomik Büyüme İlişkisi: 1990-2013 Dönemi Temel GÜRDAL Hakan YAVUZ Öz Bu çalışmada Türkiye de dış borçlanma

Detaylı

Türkiye de İktisadi Çıkarsama Üzerine Bir Açımlama: Sürprizler Gerçekten Kaçınılmaz mı?

Türkiye 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

Detaylı

Zekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK

Zekeriya Yıldırım ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA GEÇİŞKENLİK Cenral Bank Review Forhcoming, pp.1-26 ISSN 1303-0701 prin 1305-8800 online 2015 Cenral Bank of he Republic of Turkey hps://www3.cmb.gov.r/cbr/ ENFLASYON REJİMLERİ VE ÜRETİCİ ENFLASYONUNDAN TÜKETİCİ ENFLASYONUNA

Detaylı

Konut Primi ve Kira Getiri Büyümesinin Varyans Ayrıştırması. Celil Zurnacı 1, Eray Akgün, Murat Karaöz Akdeniz Üniversitesi

Konut Primi ve Kira Getiri Büyümesinin Varyans Ayrıştırması. Celil Zurnacı 1, Eray Akgün, Murat Karaöz Akdeniz Üniversitesi Social Sciences Research Journal, Volume, Issue, 5-66 (June 15), ISSN: 17-537 5 Konu Primi ve Kira Geiri Büyümesinin Varyans Ayrışırması Celil Zurnacı 1, Eray Akgün, Mura Karaöz Akdeniz Üniversiesi Türkiye

Detaylı

NONLINEAR DYNAMICS IN FINANCIAL TIME SERIES AND UNIT ROOT TESTS: CASE OF BORSA ISTANBUL SECTORAL PRICE EARNING RATIOS

NONLINEAR DYNAMICS IN FINANCIAL TIME SERIES AND UNIT ROOT TESTS: CASE OF BORSA ISTANBUL SECTORAL PRICE EARNING RATIOS Journal of Economics, Finance and Accouning (JEFA), ISSN: 48 6697 Year: 05 Volume: Issue: 4 NONLINEAR DYNAMICS IN FINANCIAL TIME SERIES AND UNIT ROOT TESTS: CASE OF BORSA ISTANBUL SECTORAL PRICE EARNING

Detaylı

Türkiye de Bütçe Açığı, Para Arzı ve Enflasyon İlişkisi

Türkiye 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

Detaylı

REEL DÖVİZ KURLARINDA UZUN DÖNEM BAĞIMLILIK THE LONG-TERM DEPENDENCE IN REAL EXCHANGE RATES Emre ÜRKMEZ *

REEL DÖVİZ KURLARINDA UZUN DÖNEM BAĞIMLILIK THE LONG-TERM DEPENDENCE IN REAL EXCHANGE RATES Emre ÜRKMEZ * Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 10 Sayı: 49 Volume: 10 Issue: 49 Nisan 2017 April 2017 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 REEL DÖVİZ KURLARINDA

Detaylı

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye

Detaylı

ÜRETİCİ FİYATLARINA GEÇİŞ ETKİSİNDE ARA MALLARI İTHALATININ ROLÜ

ÜRETİCİ FİYATLARINA GEÇİŞ ETKİSİNDE ARA MALLARI İTHALATININ ROLÜ ÜRETİCİ FİYATLARINA GEÇİŞ ETKİSİNDE ARA MALLARI İTHALATININ ROLÜ Şenkan ALDEMİR (*) Öze: Döviz kuru değişimlerinin TÜFE ve ÜFE bazlı yuriçi fiyalara geçiş süreci, son yıllarda üzerinde önemle durulan konulardan

Detaylı

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ

Bölüm 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

Detaylı

YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI

YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI Dergisi YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA Ali ACARAVCI Musafa Kemal Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi acaravci@homail.com ÖZET Bu çalışma,

Detaylı

Araşırma Makaleleri REEL DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ İ TİCARET PERFORMA SI A ETKİSİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Erşan SEVER ÖZET Bu çalışmada reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin icare performansına ekisi araşırılmışır.

Detaylı

PAMUK BORSALARINDA OLUŞAN FİYATLARIN ETKİNLİĞİ ÖZET

PAMUK BORSALARINDA OLUŞAN FİYATLARIN ETKİNLİĞİ ÖZET D.E.Ü.İ.İ.B.F.Dergisi Cil:17 Sayı:2, Yıl:2002, ss:55-74 PAMUK BORSALARINDA OLUŞAN FİYATLARIN ETKİNLİĞİ Erdinç Telaar * Şadiye Türkmen ** Özgür Teoman *** ÖZET Bu çalışmada pamuk borsalarında oluşan fiyaların

Detaylı

ENFLASYON ve DOLAYLI VERGĐLERDEN ELDE EDĐLEN GELĐRLER ARASINDAKĐ ĐLĐŞKĐNĐN VAR YÖNTEMĐYLE ANALĐZĐ

ENFLASYON 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.

Detaylı

TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY

TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY Journal of Yasar Universiy 22 26(7) 4392-444 TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY M. Ali Bilginoğlu

Detaylı

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM **

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** 95 İ.Ü. Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi No:39 (Ekim 2008) TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfein ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** Öze Para poliikası kararlarındaki

Detaylı

KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ

KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES

Detaylı

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ

İMKB 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

Detaylı

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul MPRA Munich Personal RePEc Archive Long memory and srucural breaks on volailiy: evidence from Borsa Isanbul Emrah Ismail Cevik and Gülekin Topaloğlu Namık Kemal Universiy, Bülen Ecevi Universiy 014 Online

Detaylı

FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS

FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * THE EFFECT OF CONFIDENCE FACTOR ON USED OF BANK CREDIT BY FIRMS ANADOLU ÜNİVERS İTES İ S OS YAL BİLİMLER DERGİS İ ANADOLU UNIVERSITY JOURNAL OF SOCIAL SCIENCES Cil/Vol. : - S ayı/no: 2 : 33 42 (20) FİRMALARIN BANKA KREDİSİ KULLANIMINDA GÜVEN FAKTÖRÜNÜN ETKİSİ * Yrd.

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA

İSTANBUL 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

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ Ekonomik Yaklaşım, Cil : 23, Sayı : 83, ss.69-91 TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ Özlem YİĞİT * Ailla GÖKÇE ** Öze Bu çalışmanın emel amacı, Türkiye ekonomisi için Yapısal VAR yönemi kullanılarak NAIRU

Detaylı

Paper prepared for the EY International Congress on Economics I "EUROPE AND GLOBAL ECONOMIC REBALANCING" Ankara, October 24-25, 2013

Paper prepared for the EY International Congress on Economics I EUROPE AND GLOBAL ECONOMIC REBALANCING Ankara, October 24-25, 2013 Paper ID Number: 222 Paper prepared for he EY Inernaional Congress on Economics I "EUROPE AND GOBA ECONOMIC REBAANCING" Ankara, Ocober 24-25, 2013 Gazi Universiy Deparmen of Economics Türkiye İş Gücü Piyasasi

Detaylı