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

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

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

Transkript

1 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 Temeli: Değişen finansal koşullarda para alebi fonksiyonunun harekei önemlidir. Para alebi üzerine yapılan çalışmalar para alebi belirleyicilerinin; reel gelir, faiz ve son zamanlarda hisse senedi fiyaları olduğunu gösermekedir. Bu finansal fakörlerin para alebi üzerindeki ekileri yaırımcıların karar verme davranışlarını belirleyecekir. Araşırmanın Amacı: Bu çalışma Türkiye deki finansal fakörlerin M ve M para alebinin davranışları üzerinde olan ekilerini analiz emekedir. Bu amaçla çalışmada, 988:0-006:09 dönemi için çok değişenli koinegrasyon yaklaşımı kullanılarak M ve M para alebi fonksiyonları; reel gelir, faiz oranı, döviz kuru ve reel hisse senedi fiyaı ile ahmin edilmekedir. Tarışma ve Sonuç: Bulunan sonuçlar M ve M para aleplerinin uzun dönem ilişkilerini ve hem M hem de M nin dinamik yapılarındaki kararlılığı sergilemekedir. Ayrıca M üzerinde reel gelir, faiz ve reel hisse senedinin daha ekili olduğu bulunurken, M üzerinde döviz kurunun daha ekili olduğu bulunmakadır. Döviz kuru para alebi üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu için bu durum Türkiyede dövizin geleceke aracağı düşüncesinin hakim olduğunun gösergesidir. Reel hisse senedi, para alebi (hem M hemde M de) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Bu yüzden, para alebi davranışında reel hisse senedinin anlamlı ekisi Türkiye de para alebinin serve (refah) ekisi yaraığını gösermekedir. Anahar Sözcükler: Para alebi, birim kök, koinegrasyon, haa düzelme modeli, CUSUM ve CUSUMKARE kararlılık esi. ABSTRACT Fundamenal of Sudy: The acion of a money demand funcion is imporan in a changing financial condiion. The sudies abou money demand show ha he deerminans of demand money are real income, ineres rae, and laerly sock prices. The affec of hese financial facors on money demand will deermine decide behavior of invesors. Goal of Sudy: This sudy analyses he roles of financial facors on he behavior of M and M demands in Turkey. For his purpose in he sudy using he mulivariae coinegraion approach for he 988:0 006:09 period, M and M money demand funcions is esimaed by using real income, ineres rae, exchange rae, and real sock prices. Discussion and Resul: Our resuls exhibi ha he long-run M and M money demands and srucural sabiliy in he dynamic specificaion of boh M and M demand. In addiion, we found ha while exchange rae he more effec on M, real income, ineres rae and real sock price he more effec on M. The exchange rae have a significan and posiive effec on money demand, i is indicae ha hinking of rising exchange rae in he fuure is dominae in Turkey. Real sock prices have a significan and posiive effec on long-run money demand (in boh M and M). Therefore, we show he significance of real sock prices in influencing he demand behavior, indicaing he dominance of he wealh effecs in Turkey. Üniversiesi Sosyal Keywords: Money demand, uni roo, conegraion, error correcion model, CUSUM and Bilimler Ensiüsü CUSUMQS sabiliy es. Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 * Prof. Dr., Uludağ Üniversiesi İ.İ.B.F. * Arş. Gör., Uludağ Üniversiesi İ.İ.B.F.

2 . GİRİŞ Değişen finansal yapı içerisinde para alebi fonksiyonun davranışları son zamanlarda dikka çeken bir konudur. Para alebi üzerine yapılan çalışmalarda para alebin belirleyicilerinin; reel gelir, faiz ve son yıllarda da hisse senedi fiyaları olduğu görülmekedir. Faiz ve geliri para alebinin bir fonksiyonu olarak alan bir çok çalışma uzun yıllardır olmasına karşın Friedman (988) e kadar hisse senedini para alebi fonksiyonuna alan bir çalışma söz konusu değildir. Bu çalışmanın amacı finansal fakörler ve uzun dönem para alebi arasındaki ilişkiyi incelemekir. Para alebi çalışmalarında reel gelir, faiz ve hisse senedi fiyaları bağımsız değişken olarak alındığında uzun dönem para alebi fonksiyonun kurulabildiği göserilmekedir. Burada ise ilave olarak para alebi denklemine (hem M hem de M de) döviz kuru eklenerek bulunan sonuçlar değerlendirilmekedir. Döviz kurunun para alebi denklemine dâhil edilmesi Mundell (963) e dayanmakadır. Ampirik çalışmalarda kullanılması ise Arango ve Nadiri (98); Bahmani-Oskooee ve Pourheydarian (990); Chowdhury (997); Andrescu, Mohammadi ve Payne (004) ve Akinlo (006) gibi bir çok ülke üzerine yapılan çalışmalar ile yaygınlaşmakadır. Daha önce yapılmış olan birçok çalışma gibi, çalışmamızda da finansal fakörlerin (reel gelir, faiz, hisse senedi ve döviz kuru) para alebi üzerindeki ekileri koinegrasyon ve haa düzelme modeli çerçevesinde ele alınacakır. Daha sonra uzun dönem para alebi denklemi kullanılarak değişen finansal yapı içerisinde para alebi fonksiyonunun elasikiyei ve bu çerçevede para alebinin yapısal kararlılığı ele alınmakadır. Çalışmanın yapısı aşağıdaki şekildedir: İkinci bölümde son yıllarda para alebi üzerine yapılan çalışmalara ilişkin kısa bir gözden geçirme için eorik alyapı sunulmakadır. Üçüncü bölümde model ve ahmin sürecini anımak için ekonomerik çerçeve ve model üzerinde durulacakır. Daha sonra dördüncü bölümde çalışmada kullanılan veriler ve ahmin sonuçlarını göseren ampirik bulgular değerlendirildiken sonra, çalışmanın son kısmı olan beşinci bölümde sonuçlar oraya konulmakadır.. TEORİK ALTYAPI Ampirik olarak Cagan ve Schwarz (975), Hafer ve Hein (984) ve Moghaddam (997) yapıkları çalışmada finansal harekein hızlı olduğu durumda faiz ve para alebi elasikiyeini oldukça düşük bulmuşlardır. Yani faizin para alebi üzerine olan ekilerini oraya koyan çalışmalara göre finansal piyasaların reel para alebi üzerine olan ekinliğini göseren faiz-alep elasikiyei düşükür (Ibrahim, 00). Friedman (988) e göre hisse senelerinin para alebi üzerindeki ekilerinin poziif veya negaif olabilir. Eğer eki poziif ise serve ekisine negaif ise ikame ekisine neden olmakadır (Friedman: 988). Negaif ikame ekisi para umanın fırsa maliyei kavramından gelir. Ayrıca Friedman poziif ekinin negaif ekiye oranla daha sık oraya çıkığını vurgulamakadır. Thronon (998) de yine ikame ekisine nazaran serve ekisinin daha baskın olması, hisse senelerinin fiyaları yükseldiğinde para umanın aracağını göserir. Bu durumda gerekiği dönemde hisse senedi fiyalarının yükselilmesiyle, gelir ve enflasyon gibi para poliikası hedeflerine daha kolay ulaşılması sağlanabilir. Ancak ikame ekisinde daha sıkı para poliikalarına ihiyaç olacakır. Furey (993) döviz kurunu modele kaarak yapığı analizde, dövizin para alebi üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğunu bulmuşur. Choudhry (996) çalışmalarında Kanada ve ABD için, Thornon (998) ise Almanya için hisse seneleri ile M ve M reel para alebi arasındaki ilişkiyi koinegrasyon ve haa düzelme yaklaşımı ile analiz emişlerdir. Her iki çalışmada bu ülkeler için Finansal Fakörlerin Reel Para 46

3 BAÜ 8() 47 Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 para alebinin davranışında reel hisse senedinin poziif ve anlamlı bir rolü olduğunu belirlemişlerdir. Marashdeh (997) de uzun dönem para alebi (M) fonksiyonuna; gelir, fiyalar, 6 aylık oralama mevdua oranı ve icari ağırlıklı döviz kurunu bağımsız değişken olarak almışır ve para alebinin kararlı olduğunu belirlemişir. Tan (997) de para alebi fonksiyonunu (M0, M, M ve M3) ahmin emişir. Modelde kullandığı değişkenler; gayri safi yur içi hasıla, paranın geiri oranı, farklı akiflerin geiri oranları ve döviz kurudur. Faka ahmin eiği dinamik model sonucunda para alebinin kararsız olduğunu oraya koymuşur (Ibrahim, 00). Ibrahim (998) de M ve M para alebinin uzun dönem varlığını araşırmışır. Ancak kullandığı bağımsız değişkeler ile M arasında uzun dönemli bir ilişki bulamamışır. M ile bağımsız değişkenler arasında bulduğu uzun dönem ilişki sonucunda ise M para alebinin kararsız olduğunu belirlemişir. Ibrahim (00) de Malezya için finansal yeniliklerin oluşuğu dönemlerde M ve M para alebi elasikiyelerinin değişimini analiz emişir. Bulduğu sonuca göre, M kararsız olmasına karşın hem M hem de M için uzun dönem ilişkinin söz konusu olduğudur. Hamuri ve Hamuri (999) çalışmalarında Almanya için para alebinin kararlılığını analiz emişlerdir. M, M ve M3 reel para alebi ile reel gayri safi yur içi hasıla, üç aylık gecelik faiz oranı arasında kararlı bir ilişki olduğunu belirlemişlerdir. Karfakis ve Opoulos (000) ile Yunanisan daki dar anlamda para alebi (M) için uzun dönem kararlılığı ele almışlardır. Reel para alebinin belirleyicileri olan reel gelir ve faiz arasında uzun dönemli ilişkisinin varlığını koinegrasyon yaklaşımı ile oraya koymuşlardır. Siddiki (000) çalışmasıyla Bangladeş için reel para alebinin kararlı bir uzun dönem ilişkisi sergilediğini oraya koymuşur. Para alebinin belirleyicileri olarak; gelir, faiz, döviz kurunu kullanmışır. Gelir ve faizin uzun dönem kasayılarını poziif bulurken, dövizin işareini negaif bulmuşur. Buldukları bu sonucu, finansal korunma (parasal birikimi arırmak) için dış döviz piyasasındaki çarpıklığın azalılmasına bağlamışır. Ayrıca Siddiki (000) çalışmasında Bangladeş para alebinin finansal ya da döviz kuru poliikalarındaki değişime rağmen kararlı olduğunu oraya koymuşur. Bahmani-Oskooee, Marin ve Niroomand (998) çalışmalarında İspanya için döviz kurunun M ve M para alebi üzerindeki duyarlılığını incelemişlerdir. Gelir ve kısa dönem faiz oranları bağımsız değişkenlerine döviz kuru da eklendiğinde M modeli iyileşirken M i ekilememişir. Ancak hem M hem de M belirleyicileriyle koinegre ilişki içindedir. Aynı zamanda döviz kuru M denkleminde kullanıldığında para alebinin kararlı olduğunu belirlemişlerdir. Bahmani-Oskooee ve Bohl (000) de M, M ve M3 para aleplerini kullanarak Almanya için para alebinin kararlılığını CUSUM ve CUSUMQS esleri incelemişir. Sonuçları Doğu ve Baı Almanya birleşiken sonra Almanya yı bir büün olarak almış ve M, M ve M3 para aleplerinin kararsız olduğunu oraya koymuşur. Bahmani-Oskooee ve Techaraanachai (00) çalışmalarının sonucu Tayland da, gelir ve faizin yanında döviz kuru varken de yokken de M para alebinin kararlı olduğudur. Bahmani-Oskooee (00) de Japonya için para alebi fonksiyonunu ahmin emişir. Sonuça M ile gelir ve faiz arasında uzun dönemli bir ilişki olduğu ve para alebinin kararlı olduğu bulunmuşur. Bahmani-Oskooee (00) çalışmasıyla Kore de M para alebi ile gelir, faiz ve döviz kuru arasında koinegre bir ilişki olmasına karşın, para alebinin kararsız olduğunu oraya koymakadır. Bahmani-Oskooee ve Ng (00) çalışmalarında, ooregresif dağıılmış gecikmeler (ARDL) yaklaşımını kullanarak Hong Kong için uzun

4 dönemli para alebi fonksiyonunu ahmin emişlerdir. Çalışmada gelir, faiz ve döviz değişkenlerini para alebi için belirleyici olarak kullanmışlar ve para alebinin bu belirleyiciler ile hem koinegre hem de kararlı olduğunu bulmuşlardır. Bahmani-Oskooee ve Chomsisengphe (00) de koinegrasyonun kararlılığı ima emediğini gelişmiş OECD ülkesi için ora koymakadır. Buldukları sonuçlara göre üm ülkelerin para alebi fonksionları uzun dönem ilişki sergilerken, iki ülke dışındaki ülkelerin para alebi fonksiyonlarının kararlı bulunmuşur. Bahmani- Oskooee ve Rehman (005) e Asya daki bazı gelişmeke olan ekonomiler için para alebinin kararlılığını analiz emişlerdir. CUSUM ve CUSUMQS esini koinegrasyon analizine dahil ederek yapıkları çalışmada, M ya da M nin gelir ve döviz kuru belirleyicileriyle koinegre olmalarına rağmen, ahmin edilen paramererin kararlı olmadıklarıdır. Bahmani-Oskooee ve Economidou (005) çalışmalarında Yunanisan için M ve M reel para aleplerinin kararlılığını analiz emişleridir. Buna göre M ve M para alepleri ile gelir ve faiz koinegre olmalarına karşın M kararlı değildir, M ise kararlıdır. Berumen ve Taşçı (00) de para-gelir ilişkisinin kararlılığını yedi OECD ülkesi için VAR modeliyle analiz emişlerdir. 980 öncesi ve sonra olmak üzere iki al örnekleme ayırdıkları çalışmalarında fiya, döviz kuru ve likidie gibi bazı açıklanması gereken nokalar olmasına karşın, VAR modeli sonucunda her ülke için paralel sonuçlar belirlemişlerdir. Civcir (003) e para alebi ile faiz, enflasyon ve beklenen döviz kuru arasındaki ilişkiyi ve bu ilişkinin değişmezliğini ampirik olarak ele almışır. Civcir (003) çalışmasında Türkiye de döviz kurunun para alebi fonksiyonunda anlamlı bir ekiye sahip olduklarını belirlemişir. Buna karşın enflasyon ve gelir ekisinin kısa dönemde uzun dönemden daha küçük olduğunu oraya koymuşur. Ayrıca 987:0-999: dönemi için ahmin eiği para alebi fonksiyonun finansal krizler ve reformlara karşın yinede kararlı olduğunu bulmuşur. Hafer ve Kuan (003) çalışmalarında Filipinler de finansal yeniliklerin para alebi ile gelir ve faiz arasındaki uzun dönem ilişkisini bozup bozmadığını araşırmışlardır. Sonuça finansal yeniliğin M üzerinde ekili iken M3 üzerinde ekili olmadığını buluşlardır. Baharumshah (004) de Malezya için reel M ile faiz oranı, gelir ve hisse senelerinin koinegre olduğunu gösermişir. Buna göre hisse seneleri fiyaı negaif ve anlamlı olduğu için ikame ekisi göserdiğini bulmuşur. Ayrıca uyguladığı nedensellik esleri sonucunda M ve hisse seneleri arasında en azından dolaylı bir ilişki olduğunu belirlemişir. Andrescu vd. (004) çalışmalarında Romanya için hem dar hem de geniş anlamda para alebi fonksiyonunu ahmin emişlerdir. Buldukları sonuçlara göre reel para alebinin reel gelir, faiz ve döviz kuruna duyarlıdır. Ayrıca reel gelirin birim gelir elasikiye eorisini desekledikleri çalışmalarında fırsa maliyelerini göseren dövizin poziif, faizin ise negaif olarak doğru işareli buldukları oraya konulmakadır. Onafovora ve Owoye (005) çalışmalarında para alebinin kararlılığını beş Doğu Asya ülkesi (Endonezya, Malezya, Filipinler, Singapur ve Tayland) için es emişlerdir. Çalışmada para alebi ile reel gelir, yerel faiz, döviz kuru ile düzelilmiş yabancı faiz (Amerikan) oranı ve döviz kurundaki beklenen düşüş arasında koinegre bir yapı olduğunu belirlemişlerdir. Sonuçlar Amerikan hazine bonosunun ve Amerikan Dolarının Doğu Asya ülkelerinde para alebi için önemli rol oynadığı yönündedir. Ayrıca bu ülkeler için Asya krizinin para alebi üzerinde negaif eki yaraığı bulunmuşur. Çalışmada alınan dönemde para alebinin kararlılığı üç ülke için sağlanırken diğer iki ülke için sağlanamamışır. Finansal Fakörlerin Reel Para 48

5 BAÜ 8() 49 Akinlo (006) da ARDL yaklaşımını CUSUM ve CUSUMQS ile birleşirerek Nijerya için M para alebinin kararlı olduğunu belirlemişir. Çalışmasının sonuçları M nin gelir faiz ve döviz kuru ile koinegre olduğunu gösermişir. Gelir elasikiyeini poziif ve birime yakın bulurken, faiz elasikiyeini negaif ve döviz kurunun işareini poziif ahmin emişir. Pelipas (006) çalışması ile Belarus daki para alebi ve enflasyonu koinegrasyon yaklaşımı ile analiz emişir. Nominal para alebi (M) ile enflasyon, sanayi üreim indeksi, nominal döviz kuru arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını oraya koymuşlardır. Benzer biçimde reel para alebi için de uzun dönemli ilişkinin var olduğu enflasyon değişkeni model dışında bırakılarak belirlenmişir. 3. EKONOMETRİK ÇERÇEVE VE MODEL Çalışmada öncelikle her bir zaman serisi için durağanlık analizleri yapılarak serilerin inegrasyon merebeleri belirlenmekedir. Bu amaçla bir lieraürde bir çok birim kök esi gelişirilmişir (Sevükekin ve Nargeleçekenler, 005). Bu eslerden en çok kabul gören ilk es Dickey-Fuller (979, 98) esidir. Dickey ve Fuller (979, 98) birim kök esleri haa eriminin bağımsız ve özdeş dağıldığını ε ~ iid(0, σ ε ) varsaymakadır. Faka gerçeke çoğu zaman bu durum geçerli olmadığından, eğer haa erimindeki serisel korelasyon sıfırdan farklı ise bu serisel korelasyonu oradan kaldırmak için bağımlı değişkenin gecikmeli değerleri modele eklenir. Bu durumda bu yeni ese de Arırılmış Dickey-Fuller (Augmened Dickey Fuller, ADF) birim kök esi denir. ADF esinin en genel model kalıbı aşağıdaki gibi sunulabilir: k y = µ + β + δy + α j y j + ε j= () Burada ε iid(0, σ ε ) veya emiz-dizi olduğu varsayılan haa erimidir. Modele eklenmesi gereken gecikme sayısı ise Ng ve Perron (995) arafından öne sürülen Akaike bilgi krieri, (AIC) ve Schwarz bilgi krieri (SIC) gibi yaklaşımlar kullanılmakadır. Said ve Dickey (984) ise gecikme sayısı ile örneklem hacmi arasında deerminisik bir ilişki olduğunu bulmuşlardır. İkinci olarak üzerinde durulacak alernaif birim kök esi haa eriminin emiz-dizi olmadığını ileri sürmekedir. Phillips ve Perron (988) çalışmalarında Dickey-Fuller eslerine bir düzelme fakörü eklemişlerdir. Zα = T(ˆ φ ) CF () Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Burada CF düzelme fakörüdür ve aşağıdaki gibi hesaplanmakadır: CF 0.5(sTl = T = (y (3) y s ε ) ) Burada esi aşağıdaki esi emel alır: / T s ε uzun dönem varyansıdır. Dolayısıyla Phillips ve Perron (988)

6 Z T / (stl sε) τ = y / = T Tl y = (ˆ φ ) (/) stl s T Andrews (99) çalışmasında l ile göserilen gecikme parameresinin / 3 uarlılığı için l iken l = o(t ) olması gerekiğini varsaymakadır. Ancak Phillips-Perron esinin de zayıf yönü olarak haa eriminde örneklem çarpıklığı görülmesidir. Schwer (989) eğer örneklem çarpıklığı düzelilirse Phillips-Perron esinin ADF esine göre daha güçlü olduğunu gösermekedir. Şu ana kadar üzerinde durulan birim kök eslerinde boş hipoez birim kökün varlığını ileri sürerken alernaif hipoez durağanlığı gösermekedir. Kwiakowski, Phillips, Schmid ve Shin (KPSS) (99) çalışmalarında ise birim kök hipoezinin farklılaşırarak birim kök esinin gücünün arığını ileri sürmüşleridir. Temelde KPSS esinin amacı yine serileri rendden arındırarak birim kök esi gerçekleşirmekir. KPSS esi için ahmin edilen modeller aşağıdaki gibidir: y = β + + ε (5) w w = w + u (6) Burada, w model için rassal yürüyüş süreci, deerminisik rend, durağan haalar ve u ise iid(0, σ ε ) dur. KPSS esinin ilk aşaması y serisinin kesme ve rend üzerine regresyonundan elde edilen haaları hesaplamakır. T S = =,,3,...,T için (7) e = ve daha sonra LM esi aşağıdaki gibi hesaplanır: T l LM = S / s ( ) (8) Burada, = s T = l ( l ) = T e + T w(s, l) e e olarak anımlanır. s= T = s+ s ( l) nin uarlı bir ahminini l giderken T için l = o( T / ) oranıyla hesaplanmak mümkündür. Daha sonra değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkisi araşırılmakadır. Johansen (988, 99) maksimum olabilirlik ekniği ekonomik zaman serileri arasındaki uzun dönem ilişkileri oraya koymaka sıkça kullanılmakadır. Bu yaklaşım m-boyulu Vekör ooregresyon (VAR) modelinin uygun bir haa düzelme modeli olarak yazılmasına imkân vermekedir: X = Γ 0 k i= i k s + Γ X + ΠX + ε (9) Burada Γ 0 vekörü verilerdeki olması mümkün olan deerminisik yığılmayı gösermekedir. ε m-boyulu ve Λ kovaryans marisiyle özdeş bağımsız normal dağılmakadır, ε ~N(0, Λ ) (Weliwia ve Ekanayake, 998; Vamvoukas, 998). Π marisi değişkenler arasındaki uzun dönem bilgiyi içermekedir (Baharumshah, 004). Π marisinin rankı 0 < rank( Π) = r < m olduğunda değişkenler arasında bir (4) ε Finansal Fakörlerin Reel Para 50

7 BAÜ 8() 5 Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 uzun dönem ilişkisinden bahsedilebilir (Thornon, 998). VAR modelindeki gecikme uzunluğunun (k) belirlenmesi için AIC ve SIC bilgi krierleri kullanılabilir (Bahmani-Oskooee ve Techaraanachi, 00). Bu krierlerin yanında özellikle pake programlar arafından sunulan; Olabilirlik oranı esi (LR), Nihai öngörü haası (Final Predicion Error, FPR) ve Hannan-Quinn bilgi krieri (HQ) de yer almakadır. Çalışmada para alebin fonksiyonun uzun dönem ilişkisi koinegrasyon ve haa düzelme modeli çerçevesinde ele alınmakadır. Bu nedenle açık ekonomiler için para alebini göseren fonksiyona reel hisse senedi bir değişken olarak alınarak, model yeniden aşağıdaki gibi düzenlenmekedir: M α + βy + φr + θe + γs + u = (0) Burada M reel para alebi, Y reel gelir, R faiz oranı, E döviz kuru ve S reel hisse senedidir. u ise haa (arık) erimini gösermekedir. Gelir ve faiz fırsa maliyeleri değişkenleridir. Döviz kuru normalde açık ekonomilerde veya para alebinin uluslararası belirleyici olarak modele eklenir. Yani döviz kurunu modele eklenmesi yerli ve yabancı para rasındaki değişimi yakalar. Faka döviz kurunun yerel para alebi üzerindeki ekisi poziif veya negaif olabilir. Eğer kurun düşmesi oplumda yeni düşüşlere neden olacağı düşüncesini doğuruyursa, ozaman döviz kuru para alebinde negaif bir ekiye yol açacakır. Tersi durumda, eğer kurda yükseliş bekleniyorsa, bu durumda da döviz kuru para alebi üzerinde poziif ekiye sahip olacakır (Ibrahim, 00). Reel hisse senelerinin para alebi üzerindeki ekilerinin poziif veya negaif olabileceğini gösermekedir. Eğer eki poziif ise serve ekisine negaif ise ikame ekisine neden olmakadır (Friedman: 988). Denklem (0) Engle and Granger (987) çerçevesinde koinegrasyon kavramıyla uyuşan para alebinin uzun dönem formudur. Uzun dönem para alebi fonksiyonunun varlığı modelde yer alan değişkenler bireysel olarak durağan-dışı olsalar da keyfi olarak hareke emeyeceğini ima eder. Yani uzun dönem dengesinde oluşacak herhangi bir sapma düzelilecekir. Bu nedenle denklem (0) koinegre edici vekör olarak bilinmekedir. 4. VERİ VE AMPİRİK BULGULAR Finansal fakörlerin M ve M üzerine ekileri analiz edilirken kullanılacak veri gurubu 988:0-006:09 aralığını kapsamakadır. Çalışmada kullanılan zaman serilerinin faiz ve enflasyon serisi dışındaki seriler Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası elekronik veri dağıım siseminden (EVDS) elde edilmişir. Faiz ve enflasyon serileri ise Hazine Müseşarlığının web siesinden alınmışır. Reel para alebi serilerini (M ve M) bulmak için nominal M ve M serileri enflasyon oranı (TUFE) ile deflee edildiken sonra logarimaları alınmışır. Reel gelir (Y) değişkenini bulmak için reel sanayi üreim serisinin logariması alınmışır. Burada reel sanayi üreim serisi, nominal sanayi üreim serisinin enflasyon oranıyla deflee edilmesi sonucunda bulunmuşur. Faiz (R) serisini elde emek için hazine iskonolu ihaleleri yıllık bileşik faiz oranlarının logariması alınmışır. Döviz kuru (E) serisi, dolar kuru saış fiyaının logariması alınarak elde edilmişir. Son olarak reel hisse senedini (S) elde emek için ise IMKB Ulusal 00 endeksi kapanış fiyaı gayri safi milli hasıla deflaörüne oranlandıkan sonra logariması alınmışır. Dolayısıyla çalışmada kullanılan üm serilerin logarimalarının alınması hem büyüme oranlarıyla ile çalışma imkanı verecek hem de kurulacak regresyon modelindeki epki kasayıları kullanılarak her bir değişkenin elasikiyeini yorumlanabilecekir. Değişken anımları yapılırken; Abdullah 998; Andrescu vd. 004; Baharumshah 004; Friedman 988; Ibrahim 00; Onafowora ve Owoye 005; Siddiki 000 ve Pelipas, 006 dan yararlanılmışır.

8 Son dönemde yapılan çalışmalar, bir çok ekonomik zaman serisinin sokasik rende sahip (durağan-dışı) olduğunu göserdiğinden finansal fakörlerin M ve M üzerineki ekileri analiz edilmeden önce, çalışmada kullanılan serilerin durağanlığının araşırılması gerekmekedir. Yani serilerin inegrasyon merebeleri belirlenmelidir. Tablo serilere uygulanan birim kök esleri sonuçlarını gösermekedir. Tablo. Zaman Serilerine İlişkin Birim Kök Tesleri Sonuçları BİRİM KÖK TESTLERİ d ADF Tesi Phillips-Perron Tesi KPSS Tesi M a M a Y R a E a S b M b a M a a Y a a - R a a E a a b S a a a 0.0 düzeyinde anlamlıdır düzeyinde anlamlıdır. 0.0 düzeyinde anlamlıdır. d ADF ve Phillips-Perron birim kök eslerinin hipoezleri aynı iken, KPSS esinin hipoezleri ers kurulur. Ayrıca KPSS esini uygulayabilmek için serinin yapısına uygun modelin en azından kesmeli olması gerekmekedir. Finansal Fakörlerin Reel Para 5 Arırılmış Dickey-Fuller (ADF) birim kök esi uygulanırken ahmin edilen modele dahil edilen gecikme sayısı Akaike bilgi krieri (AIC) ve Lagrange çarpanları (LM) esi bir arada değerlendirilerek belirlenmişir. M para alebi serisi için uygun modelin kesmeli ve rendli model olduğu ve bağımlı değişkenin 7 gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı espi edilmişir. M para alebi serisi için ahmin edilen uygun model kalıbı kesmeli ve rendli model olarak bulunmuşur ve bağımlı değişkenin gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı espi edilmişir. Y serisi için belirlenen uygun model kalıbı kesmesiz ve rendsiz modeldir ve arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkması için bağımlı değişkenin gecikmeli değeri modele eklenmişir. R serisi için kesmeli ve rendli modelin uygun olduğu belirlendiken sonra birim kök esleri uygulanmışır. Buna göre R serisi için bağımlı değişkenin 5 gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı görülmüşür. E serisi için uygun model kalıbı kesmeli ancak rendsiz model olarak bulunmuşur ve bağımlı değişkenin gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı espi edilmişir. S serisi için kesmeli ancak rendsiz modelin uygun olduğu ve bağımlı değişkenin 9 gecikmeli değeri modele eklendiğinde arıklardaki serisel korelasyonun oradan kalkığı görülmekedir. Tüm zaman serisi için de Phillips-Perron birim kök esinin gecikme uzunluğu / 3 l =o(t ) 6, KPSS esinde gecikme uzunluğu ise l =o(t ) 5 olarak hesaplanmışır. Çalışmada kullanılan üm zaman serisine uygulanan birim kök esleri sonucunda üm serilerin düzeylerinin durağan olmadığı, buna karşın serilerin birinci farkı alındığında durağanlaşığı görülmekedir. Yani her dör zaman /

9 BAÜ 8() 53 serisinin de I() olduğu söylenebilir. Dolayısıyla M ve M para alebini ekileyen finansal fakörlerin sahip olduğu yapıyı oraya koyabilmek için koinegrasyon eslerine başvurulması gerekmekedir. Diğer bir ifadeyle bu seriler I() iken, doğrusal kombinasyonundan elde edilecek yeni serinin (arıkların) durağan, I(0) olması gerekmekedir. Ancak koinegrasyon esi gerçekleşirilmeden önce kullanılacak VAR modelinin gecikmesinin belirlenmesi oldukça önemlidir. Çünkü keyfi olarak seçilen gecikme uzunluğu ekin olmayan veya sapmalı paramerelerin ahmin edilmesine neden olacakır. Eğer gecikme uzunluğu çok büyük alınırsa, ilgisiz değişkenin modele eklenmesinden öürü ahmin edilen kasayılar ekin olmayacakır. Öe yandan eğer gecikme uzunluğu çok küçük alınırsa da, regresyondan ilgili değişkenin dışlanması yüzünden ahmin edilen kasayılar sapmalı olacaklardır (Ibrahim, 00). Dolayısıyla VAR modeli için uygun gecikmenin belirli krierlere göre belirlenmelidir. Çalışmada uygun gecikme uzunluğu Olabilirlik oranı esine (Likelihood Raio, LR) göre bulunmuşur. Buna göre M ve M için uygun gecikmeli model VAR() olarak alınmışır. Tablo, her iki para alebi modeli için koinegrasyon esi sonuçlarını gösermekedir. Tablo de koinegrasyon ve koinegre edici vekör sayısı için λ maks ve λ iz eslerinin sonuçları verilmekedir. Burada λ maks ve λ iz esleri için kriik değerler Oserwald-Lenum (99) den elde edilmişir. Tablo incelendiğinde, M modeli için λ iz beş koinegre edici vekörün varlığını işare ederken, λ maks esi iki koinere edici vekörün olduğunu gösermekedir. Benzer şekilde M modelinde hem λ iz hem de λ maks esi iki koinegre edici vekörün varlığını yansımakadır. Tablo. Johansen Koinegrasyon Tesi Sonuçları Boş Hipoezler M, Y, R, E, S M, Y, R, E, S Özdeğerler (λ i ) λ maks λ iz Özdeğerler (λ i ) λ maks λ iz r = a 8.59 a a 5.07 a r a 75.9 a a a r b r b r b b b b a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır. Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Dolayısıyla bulunan sonuçlar; M ve M para alebi serilerinin; reel gelir, faiz, döviz ve reel hisse senedi serileri ile bir uzun dönem ilişki sergilediğini doğrulamakadır. Bu uzun dönemli ilişki normalleşirilmiş koinegre edici vekör ahminleri yardımıyla daha kolay yorumlanabilir. Tahmin edilen vekör, reel para alebi (M ve M) kasayısının ers işareiyle çarpılması sonucu normalleşirilir. Normalleşirilen kasayılar aynı zamanda uzun dönem elasikiyeleri de göserirler. Bulunan sonuçlar Tablo 3 de sunulmakadır:

10 Tablo 3. Uzun Dönem Elasikiyeleri Y R E S M Sandar haa (0.047) (0.60) (0.0475) ( ) M Sandar haa (0.088) (0.067) (0.0990) ( ) Tablo 3 incelendiğinde M ve M reel para alebi üzerine uygulanan regresyondan ahmin edilen uzun dönem paramerelerinin işareleri bekleniler yönünde çıkmışır. Yani reel gelir poziif, faiz negaif, döviz kuru poziif ve reel hisse senedi poziif işarelidir. Döviz kuru para alebi (hem M hem de M) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu için Türkiyede dövizin geleceke aracağı düşüncesinin hakim olduğunun gösergesidir. Yani döviz kuru uzun dönemde bir serve ekisi yaramakadır. Bu durum aslında Türkiye de dövizin gelecek için yaırım olarak görüldüğünün bir işareidir. Reel hisse senedi, para alebi (hem M hemde M de) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Bu yüzden, para alebi davranışında reel hisse senedinin anlamlı ekisi Türkiye de para alebinin serve (refah) ekisi yaraığını gösermekedir. Reel gelir parameresinin M denkleminde.599, M denkleminde ise.40 çıkması, reel para alebi ve gelir arasındaki birim gelir elasikiyei olduğunu ileri süren geleneksel eori ile çelişmediği anlamına gelir. (Onafowora ve Owoye, 005). Faiz oranı kasayısının hem M hem de M modelinde negaif ancak anlamlı olmaması, Türkiye de paranın işlem amacıyla uulduğunun bir gösergesidir. Ayrıca M üzerinde reel gelir ve reel hisse senedinin daha ekili olduğu bulunurken, M üzerinde döviz kurunun daha ekili olduğu bulunmakadır. Ancak modelde kullanılan bağımsız değişkenlerden reel gelirin elasik (M için yaklaşık.6, M için yaklaşık.4) bir yapı gösermesi, hem M hem de M para alebi için en duyarlı değişken olduğunu ve oraya koymakadır. Diğer bir önemli durum döviz kuru M e göre M üzerinde daha duyarlı (büyük) iken reel gelir, faiz ve hisse seneleri M ye göre M de daha duyarlıdırlar. Engle ve Granger (987) de değişkenler arasında uzun dönemli bir ilişki olması halinde haa düzelme mekanizmasının yazılabileceği göserilmişir. Yani uzun dönem dengesinde oluşacak bir sapmanın düzelilebileceği oraya konulmakadır. Koinegre edici regresyonda düzelme haa düzelme erimi (ECT) ile sunulmakadır. Haa düzelme sraejisinin emel avanajlarından birisi verilerdeki kısa ve uzun dönemli bilgiyi kullanma imkanı sunmasıdır. İkinci avanajı ise bağımlı ve açıklayıcı değişkenler arasında oraya çıkabilecek sahe korelasyondan kaçınma imkanı vermesidir (Vamkoukas, 998). Dolayısıyla uzun dönem dengesi söz konusuyken haa düzelme modeli para alebi fonksiyonunun dengeli bir dinamik spesifikasyonu olarak aşağıdaki gibi yazılabilir. Finansal Fakörlerin Reel Para M = α + δ j M j + β j Y j + φ j R j + θ j E j + γ j S j + λect + u j= j= 0 j= 0 j= 0 j= 0 () M ve M para alebi için en iyi haa düzelme modelini (ECM) bulabilmek için Hendry and Ericsson (99) in genelden özele yaklaşımı kullanılmışır. Böylece anlamsız olan paramereler modelden dışlandığı için geriye kalan paramereler M ve M para alebini belirlemek için kullanılan fakörlerin anlamlı ekilerini gösermekedir. Paramerelerin düşürülme süreci Tablo 4 eki uygunluk eslerini sağlayacak şekilde haa düzelme modelinde ahmin edilen paramerelerin büyük bir çoğunluğu en azından %5 veya %0 düzeyinde anlamlı olana kadar

11 devam edilmişir. Sonuça uygun olduğu düşünülen ECM in ahmin sonuçları belirlenerek, modele ilişkin uygunluk esleri Tablo 4 e sunulmakadır. Tablo 4. Haa Düzelme Modeli Tahmin Sonuçları M Modeli Sonuçları M Modeli Sonuçları BAÜ 8() 55 Kesme (Sabi) a Kesme (Sabi) a ECT ( λ ) a ECT ( λ ) a M(-) M(-) a M(-4) a M(-3) c M(-8) a M(-4) M(-0) a M(-6) b Y a M(-0) b Y(-) c Y a Y(-) a Y(-) b Y(-4) b Y(-3) c Y(-6) a Y(-6) a Y(-8) 0.75 a Y(-9) Y(-0) a Y(-0) R(-4) b R(-5) b R(-0) R(-7) a E(-) 0.3 R(-8) E(-4) 0.99 R(-9) b E(-0) b E(-3) S a E(-4) c S(-3) b E(-9) S(-5) a S a S(-6) b S(-) S(-7) c S(-3) a S(-9) b S(-5) a S(-6) S(-7) c a S(-8) S(-9) S(-0) b c Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Düzelilmiş R 0.68 Düzelilmiş R 0.73 Regresyonun sandar haası Regresyonun sandar haası Haa kareler oplamı Haa kareler oplamı F-isaisiği a F-isaisiği a.7533 Ramsey RESET() Ramsey RESET() Ramsey RESET(3) Ramsey RESET(3) Jarque-Bera esi Jarque-Bera esi c Durbin-Wason isaisiği.0649 Durbin-Wason isaisiği.0373 Breusch-Godfrey ().0448 Breusch-Godfrey () 5.34 c Breusch-Godfrey (3) Breusch-Godfrey (3) c Whie heeroskedasisie. esi Whie heeroskedasisie. esi c ARCH().503 ARCH() ARCH(3).760 ARCH(3) a 0.0 düzeyinde anlamlıdır. b 0.05 düzeyinde anlamlıdır. c 0.0 düzeyinde anlamlıdır.

12 Tablo 4 incelendiğinde hem M hem de M reel para alebi modellerinin genel olarak uygunluk eslerinden geçiği görülmekedir. Ancak özellikle Breusch- Godfrey ve Whie heeroskedasisie esleri açısından bakıldığında M modelinin M modelinden daha güçlü olduğu söylenebilir. Bu iki es dışında M modelinin de sonuçları açısından oldukça iyi olduğu Tablo 4 yardımıyla görülmekedir. M ve M modeli için ahmin edilen uzun dönem ayarlama kasayıları hem beklendiği gibi negaif hemde anlamlı bulunmuşur. Bu kasaylar serilerin durağan-dışı olmasından kaynaklanan kısa dönem sapmalarının bir sonraki dönemde dengeye gelme hızını gösermekedir. Buna göre M denklemi için ahmin edilen kasayının -0.07, M denkeminde ise -0.0 gibi düşük çıkması, oluşacak bir sapmanın uzun dönem dengesine oldukça yavaş biçimde ayarlanacağını ifade emekedir. Yani bir dönemde oluşacak dengesizliğin M için yaklaşık %7 si, M için de %0 u bir sonraki dönemde düzelilerek uzun dönem dengesine yaklaşması sağlanır. Tahmin edilen kasayı küçüke olsa paramerenin anlamlı kısa dönemdeki dengesizliken sonra para piyasalarında uzun dönem dengesini sağlayan bir gücün var olduğunu oraya koymakadır. Arize, Malindreos ve Shwiff (999) da ayarlama kasayısının düşük olması gelecekeki geiri oranları ve gelire karşı soğukkanlı bir edbirin ekilediğini ifade emişlerdir (Ibrahim, 00). Ampirik araşırmanın son aşamasında M ve M reel para alebi modelinin kararlılığını gösermek için Brown, Durbin ve Evans (975) arafından sunulan CUSUM ve CUSUMKARE esleri yapılmakadır. Bu esler paramerik olmayan nielike olup, esler ahmin edilen modelin ardışık arıklarına (kalınılarına) uygulanır (Sevükekin, 995). Olağan en küçük kareler (OEKK) kalınıları oplamları varsayım gereği sıfıra eşiir. Dolayısıyla bu ür kalınılara dayanarak bir çizgi grafiğini yorumlamak hem zordur hem de anlamsızdır. Oysa regresyon denklemiyle anımlanmaya çalışılan ikisadi ilişkinin ahmin dönemi içerisinde kararlı bir yapı göserip gösermediğini belirlemek için OEKK kalınıları yerine ardışık kalınıların kullanılması daha sağlıklı olacakır (Sevükekin, 997). Nihayeinde ardışık arıkların oplamı OEKK arıklarının oplamına eşiir. Aynı zamanda ardışık arıklarda serisel korelasyonsuzluk ve sabi varyans (homoscedasiciy) varsayımları geçerlidir. Eğer CUSUM isaisiklerinin grafiği %5 anlamlılık düzeyinin içerisinde kalırsa, ahmin edilen kasayıların kararlı olduğu söylenebilir (Bahmani-Oskooee ve Bohl, 000; Bahmani-Oskooee ve Rehman, 005). Benzer süreç ardışık arıların karesini emel alan CUSUMKARE için de geçerlidir. Reel para alebi (M ve M) fonksiyonlarının uzun dönem kasayıları kararlılığı için CUSUM ve CUSUMKARE esleri sonuçları sırasıyla Şekil ve Şekil de sunulmakadır. 40 Şekil. M Modelinin Paramere Kararlılık Tesleri. Finansal Fakörlerin Reel Para CUSUM %5 Anlamlılık CUSUMKARE %5 Anlamlılık Şekil de CUSUM esinin grafiği Türkiye için M reel para alebi fonksiyonun paramerelerinin kararlı olduğunu gösermekedir. CUSUMKARE esi için sunulan grafik CUSUM esini desekleyerek paramerelerin kararlı

13 olduğunu işare emekedir. Her nekadar Bahmani-Oskooee ve Rehman (005) ile Bahmani-Oskooee ve Economidou (005) çalışmalarında koinegrasyonun kararlılığı ima emediğini oraya koymuşlarsa da, bulunan sonuçlar Türkiye için hem koinegrasyonun hem de kararlılığın geçerli olduğu yönündedir. 40 Şekil. M Modelinin Paramere Kararlılık Tesleri BAÜ 8() CUSUM %5 Anlamlılık CUSUMKARE %5 Anlamlılık Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Benzer biçimde Şekil, M para alebi fonksiyonunun kararlılığını gösermekedir. CUSUM ve CUSUMKARE esleri %5 anlamlılık aralığı içerisinde olduğundan paramerelerin kararlı olduğu sonucuna ulaşılır. 5. SONUÇ Çalışmada koinegrasyon ve haa düzelme modeli kullanılarak finansal fakörlerin M ve M para alebi üzerindeki rolü ele alınmışır. Genel olarak modelde kullanılan bağımsız değişkenler çerçevesinde Türkiye de reel para alebinin uzun dönem varlığı kanılanmakadır. M ve M reel para alebi üzerine uygulanan regresyondan ahmin edilen uzun dönem paramerelerinin işareleri bekleniler yönünde çıkmışır. Yani reel gelir poziif, faiz negaif, döviz kuru poziif ve reel hisse senedi poziif işarelidir. Döviz kuru para alebi (hem M hem de M) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahip olduğu için Türkiyede dövizin geleceke aracağı düşüncesinin hakim olduğunun gösergesidir. Yani döviz kuru uzun dönemde bir serve ekisi yaramakadır. Reel hisse senedi, para alebi (hem M hemde M de) üzerinde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Bu yüzden, para alebi davranışında reel hisse senedinin anlamlı ekisi Türkiye de para alebinin serve (refah) ekisi yaraığını gösermekedir. Reel gelir parameresinin M ve M için reel para alebi ve gelir arasındaki birim gelir elasikiyeini deseklemekedir. Faiz oranı kasayısının hem M hem de M modelinde negaif ancak anlamlı olmaması, Türkiye de paranın işlem amacıyla uulduğunun bir gösergesidir. Ayrıca M üzerinde reel gelir ve reel hisse senedinin daha ekili olduğu bulunurken, M üzerinde döviz kurunun daha ekili olduğu bulunmakadır. Ancak modelde kullanılan bağımsız değişkenlerden reel gelirin elasik (M için yaklaşık.6, M için yaklaşık.4) bir yapı gösermesi, hem M hem de M para alebi için en duyarlı değişken olduğunu ve oraya koymakadır. Diğer bir önemli durum döviz kuru M e göre M üzerinde daha duyarlı (büyük) iken reel gelir, faiz ve hisse seneleri M ye göre M de daha duyarlıdırlar. Kullanılan bağımsız değişkenler çerçevesinde reel para alebi modelinin kararlılığını gösermek için uygulanan CUSUM ve CUSUMKARE esleri hem M hem de M modellerinin kararlılığını işare emekedir.

14 KAYNAKÇA Abdullah, D. A. (998), Money Growh Variabiliy and Sock Reurns: An Innovaions Accouning Analysis, Inernaional Economic Journal,, Akinlo, A. E. (006), The Sabiliy of Modeny Demand in Nigeria: An Auoregressive Disribued Lag Approach, Journal of Policy Modeling, 8, Andrescu, A., Mohammadi, H. and Payne, J. E. (004), Long-run Esimaes of Money Demand in Romania, Applied Economics Leers,, Andrews, D. W. K. (99), Heeroscedasiciy and Auocorrelaion Consisen Covariance Marix Esimaion, Economerica, 59, Arango, S., and Nadiri, M. I. (98), Demand for Money in Open Economies, Journal of Moneary Economics, 7, Arize, A.C., Malindreos, J. and Shwiff, S. S. (999), Srucual Breaks, Coinegraion and Speed of Adjusmens Evidence from LDCs Money Demand, Inernaional Review of Economics and Finance, 8, Baharumshah, A. Z. (004), Sock Prices and Long-run Demand for Money: Evidence from Malaysia, Inernaional Economic Journal, 8, Bahmani-Oskooee, M., and Pourheydarian, M. (990), Exchange Rae Sensiiviy of he Demand for Money and Effeciveness of Fiscal and Moneary Policies, Applied Economics,, Bahmani-Oskooee, M., Marin, M. A. G. and Niroomand, F. (998), Exchange Rae Sensiiviy of he Demand for Money in Spain, Applied Economics, 30, Bahmani-Oskooee, M. B. and Bohl, M. T. (000), Germany Moneary Unificaion and he Sabiliy of he German M3 Money Demand Funcion, Economics Leers, 66, Bahmani-Oskooee, M. (00), How Sable is M Money Demand Funcion in Japan, Japan and he Word Economy, 3, Bahmani-Oskooee, M. B. and Techaraanachai A. (00), Currency Subsiuion in Thailand, Journal of Policy Modeling, 3, Bahmani-Oskooee, M. (00), Sabiliiy of he Demand for Money in Korea, Inernaional Economic Journal, 6, Bahmani-Oskooee, M. and Ng, R. C. W. (00), Long-run Demand for Money in Hong Kong: An Applicaion of he ARDL Model, Inernaional Journal of Business and Economics,, Bahmani-Oskooee, M. and Chomsisengphe, S. (00), Sabiliy of M Money Demand Funcion in Indusrial Counries, Applied Economics, 34, Bahmani-Oskooee, M. B. and Economidou C. (005), How Sable is he Demand for Money in Greece?, Inernaional Economic Journal, 9, Bahmani-Oskooee, M. B. and Rehman H. (005), Sabiliy of he Money Demand Funcion in Asian Developing Counries, Applied Economics, 37, Berumen, H. ve Taşçı, H. (00), Moneary Policy, Income and Prices: a Sabiliy Assessmen, Applied Economics Leers, 9, Finansal Fakörlerin Reel Para 58

15 BAÜ 8() 59 Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6 Brown, R. L., Durbin, J. and Evans, J. M. (975), Techniques for Tesing he Consancy of Regression Relaions Over Time, Journal of he Royal Saisical Sociey, 37, Choudhry, T. (996), Real Sock Prices and he Long-Run Money Demand Funcion: Evidence from Canada and he USA, Journal of Inernaional Money and Finance, 5, -7. Chowdhury, A. R. (997), The Financial Srucure and he Demand for Money in Thailand, Applied Economics, 9, Civcir, İ. (003), Money Demand, Financial Liberalizaion and Currency Subsiuion in Turkey, Journal of Economic Sudies, 30, Dickey, D. A. and Fuller, W. A. (979), Disribuion of he Esimaor for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of he American Saaicical Assocaion, 74, s Dickey, D. A. and Fuller, W. A. (98), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Economerica, 49, s Engle, R. and Granger, C. (987), Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing, Economerica, 987, 55, Friedman, M. (988), Money and he Sock Marke, The Journal of Poliical Economy, 96, -45. Furey, K., (993), The Effec of Trading in Financial Markes on Money Demand, Easern Economic Journal, Hafer, R. W. and Kuan, M. A. (003), Financial Innovaion and he Demand for Money: Evidence from he Philippines, Inernaional Economic Journal,7, 7-7. Hamuri, N. and Hamuri, S. (999), Sabiliy of he Money Demand Funcion in Germany, Applied Economics Leers, 6, Hendry, D. F. and Ericsson, N. R. (99), An Economeric Analysis of U.K. Money Demand in Moneary Trends in he Unied Saes and he Unied Kingdom By Milon Friedman and Anna J. Schwarz, American Economic Review, Ibrahim, M. H. (998), An Economeric Analysis of Money Demand and Is Sabiliy In he Malaysian Economy, Indian Economic Review, 33, Ibrahim, M. H. (00), Fınancial Facors and he Empirical Behavior of Money Demand: A Case Sudy of Malaysia, Inernaional Economic Journal, 5, Johansen, S. (988), Saisical Analysis of Coinegraing Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol,, Johansen, S. (99), Esimaion and Hypohesis Tesing of Coinegraion Vecors in Gaussian Auoregressive Models, Economerica, 59, Karfakis, C. and Opoulos, M. S. (000), On he Sabiliy of he Long-run Money Demand in Greece, Applied Economics Leers, 7, Kwiakowski, D., P., Phillips, C. B., Schmid, P. and Shin, Y. (99), Tesing he Null Hypohesis of Saionariy Agains he Alernaive of A Uni Roo, Journal of Economerics, 54,

16 Mundell, A. R. (963), Capial Mobiliy and Sabilizaion Policy under Fixed and Flexible Exchange Raes, Canadian Journal of Economics and Poliical Science, 9, Ng, S. and Perron, P. (995), Uni Roo Tess in ARMA Models wih Daa- Dependen Mehods for he Selecion of he Truncaion Lag, Journal of he American Saisical Associaion, 90, s Onafowora, O. A. and Owoye O. (005), Currency Subsiuion and he Sabiliy of he Demand for Money in Eas Asia, Global Economic Review, 34, Oserwald-Lenum, M. (99), A Noe wih Quaniles of he Asympoic Disribuion of he Maximum Likelihood Coinegraion Rank Tes Saisics, Oxford Bullein of Economics and Saisics, 54, Pelipas, I. (006), Money Demand and Inflaion in Belarus: Evidence from Coinegraed VAR, Research in Inernaional Business and Finance, 0, Phillips, P. C. B. and Perron, P. (988), Tesing for Uni Roos in Time Series Regression, Biomerika, 75, Said, E. S. and Dickey, D. A. (984), Tesing for Uni Roos in Auoregressive- Moving Average Models of Unknown Order, Biomerika, 7, Schwer, G. W. (989), Tess for Uni Roos: A Mone Carlo Invesigaion, Journal of Business and Economic Saisics, 7, Sevükekin, M. (995), Model Kararlılığının Belirlenmesi için Alernaif Bir Tes: CUSUM ve CUSUMSQ Tesi, Dokuz Eylül Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, 0, Sevükekin, M. (997), Paramerik Olmayan Spesifikasyon Tesi-Türkiye Dönemi Para Talebi Modeli için Bir Uygulama, III. Ulusal Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Bildirileri, Sevükekin, M. ve Nargeleçekenler, M. (005), Zaman Serileri Analizi, Ankara: Nobel Yayın Dağıım. Siddiki, J. U. (000), Demand for Money in Bangladesh: A Coinegraion Analysis, Applied Economics, 3, Thornon, J. (998), Real Sock Prices and he Long-Run Demand for Money in Germany, Applied Financial Economics, 8, Vamvoukas, G. A. (998), The Relaionship Beween Budge Deficis and Mondey Demand: Evidence from a Small Economy, Applied Economics, 30, Weliwia, A. and Ekanayake, E. M. (998), Demand for Money in Sri Lanka During he Pos-977 Period: A Coinegraion and Error Correcion Analysis, Applied Economics, 30, 9-9. Finansal Fakörlerin Reel Para 60

17 BAÜ 8() 6 Prof. Dr. Musafa SEVÜKTEKİN 959 yılında Erzurum da doğru. İlk, ora ve lise öğrenimini Erzurum da amamladı. 98 yılında Bursa Üniversiesi İkisadi ve Sosyal Bilimler Fakülesinde lisans eğiimini amamladı. 983 yılında Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünde yüksek lisans derecesini ve 989 yılında dokor ünvanını aldı. 99 yılında Yardımcı Doçen, 997 yılında Doçen ve 00 yılında Profesör ünvanını aldı. Halen Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünde Profesör olarak çalışmakadır. Başlıca akademik araşırma alanları; Ekonomeri, Zaman serileri analizi, Önraporlama, Nieliksel epki modelleri ve Finansal ekonomeridir. Araş. Gör. Mehme NARGELEÇEKENLER 980 yılında Diyarbakır da doğru. İlk, ora ve lise öğrenimini Diyarbakır da amamladı. 000 yılında Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünden lisans derecesini ve 005 yılında ise Uludağ Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Ekonomeri Bölümünden yüksek lisans derecesini aldı. Halen Uludağ Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Ekonomeri Bölümünde dokorasına devam emeke ve 00 yılından iibaren Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Ekonomeri Bölümünde Araşırma Görevlisi olarak çalışmakadır. Başlıca akademik araşırma alanları; Ekonomeri, Zaman serileri analizi, Önraporlama, Nieliksel epki modelleri ve Panel veri ekonomerisidir. Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Cil 0 Sayı 8 Aralık 007 ss.45-6

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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 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

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

EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ EKONOMİK PERFORMANS VE BÜROKRASİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Ünal ARSLAN Musafa Kemal Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü. E-posa: uarslan@yahoo.com Yıldız SAĞLAM Musafa Kemal Üniversiesi

Detaylı

Mevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa

Mevsimsel 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

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

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

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracaa Ekisi: Türkiye İçin Bir Uygulama Prof. Dr. Recep TARI Kocaeli Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

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

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

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1

RASYONEL 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

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

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

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

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

ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK

ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK Nuray ERGÜL ÖZET Son yıllarda, Türk Sermaye Piyasalarında hukuk, muhasebe ve deneim alanlarında, uluslararası kuralların uygulanması için büyük değişiklikler

Detaylı

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Güz 2013, Cil:9, Yıl:9, Sayı:2, 9:7997 PETROL FİYATLARININ İMKB ENDEKSLERİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Sevinç GÜLER * Halime TEMEL NALIN * * IMPACT OF OIL PRICES ON ISE INDICES

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

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

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

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

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

FİSHER HİPOTEZİNİN TÜRKİYE İÇİN SINANMASI: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ

FİSHER HİPOTEZİNİN TÜRKİYE İÇİN SINANMASI: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 3, Sayı: 4, 009 05 FİSHER HİPOTEZİNİN TÜRKİYE İÇİN SINANMASI: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ Veli YILANCI (*) Öze: Bu çalışmada, nominal

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

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

İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE

İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (2) 2011, 256-264 İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE H. Aydın OKUYAN (1),

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ ORANLARININ BELİRLENMESİNDE İÇSEL VE DIŞSAL FAKTÖRLERİN ROLÜ Kaan MASATÇI ÖZET ABSTRACT

TÜRKİYE DE FAİZ ORANLARININ BELİRLENMESİNDE İÇSEL VE DIŞSAL FAKTÖRLERİN ROLÜ Kaan MASATÇI ÖZET ABSTRACT TÜRKİYE DE FAİZ ORANLARININ BELİRLENMESİNDE İÇSEL VE DIŞSAL FAKTÖRLERİN ROLÜ Kaan MASATÇI ÖZET Arş.Gör.Burak DARICI Bu çalışmada, Türkiye de faiz oranlarını, hem reel hem de finansal ekileri olması ve

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 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

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

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

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

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

eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association

eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Associaion Ekonomik Yaklaşım 016, 7(99): 1-15 www.ekonomikyaklasim.org doi: 10.5455/ey.35908 BIST-100 Endeksinin Volail Davranışlarının Simerik Ve Asimerik Sokasik Volailie

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

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

DÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ

DÖVİZ KURU VE HİSSE SENETLERİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 8 / 2 (2006). 1-14 DÖVİZ KURU VE HİSSE SEETLERİ FİYATLARI ARASIDAKİ EDESELLİK İLİŞKİSİ Özlem AYVAZ * Öze : Bu çalışmada Türkiye de hisse seneleri

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

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

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

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

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU? Doç. Dr. Harun TERZİ Karadeniz Teknik Üniversiesi İİBF İkisa Bölümü Öğreim Üyesi 618 Trabzon Tel : (462) 3773311 Fax : (462) 3257281 e-mail : herzi@ku.edu.r

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

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

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

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

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

Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey

Büyüme ve İstihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği. The Relationship between Growth and Employment: The Case of Turkey SESSION C: Çalışma Ekonomisi 67 Büyüme ve İsihdam Arasindaki İlişki: Türkiye Örneği Yusuf Muraoğlu (Hii Universiy, Turkey) The Relaionship beween Growh and Employmen: The Case of Turkey Absrac One of he

Detaylı

Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği

Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 05 9 (): 35-36 Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Munise ILIKKAN ÖZGÜR (*) Öze: Makroekonomik isikrarının sağlanmasında cari işlemler

Detaylı

Reel Döviz Kuru Endeksinin Otoregresif Koşullu Değişen Varyanslılığının Analizi: İki Eşikli Tarch Yöntemi İle Modellenmesi

Reel 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:

Detaylı

Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013)

Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013) YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2015 Cil:22 Sayı:2 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Enflasyon ve Nominal Faiz Oranı İlişkisi: Türkiye Örneği (2004-2013) Musa ATGÜR * N. Oğuzhan ALTAY ** ÖZ Bu çalışmada,

Detaylı

Anahtar Kelimeler Harvey Testi, Doğrusallık, Finansal Piyasalar, Etkin Piyasa Hipotezi.

Anahtar Kelimeler Harvey Testi, Doğrusallık, Finansal Piyasalar, Etkin Piyasa Hipotezi. Borsa İsanbul da Piyasa Ekinliğinin Analizi: Harvey Doğrusallık Tesi (Analysis of Marke Efficiency a Borsa İsanbul: Harvey Lineariy Tes) Gürkan MALCIOĞLU a Mücahi AYDIN b a Arş.Gör., Sakarya Üniversiesi,

Detaylı

YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU?

YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? YABANCI HİSSE SENEDİ YATIRIMCILARI TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU VOLATİLİTESİNİ ŞİDDETLENDİRİYOR MU? Yrd. Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Yrd. Doç. Dr. Feride Özürk

Detaylı

Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sektörü İçin Ekonometrik Bir Analiz

Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sektörü İçin Ekonometrik Bir Analiz Turizm Talebi ve Döviz Kuru Şokları: Türk Turizm Sekörü İçin Ekonomerik Bir Analiz Kuruluş BOZKURT Yrd. Doç. Dr., Adnan Menderes Üniversiesi Söke İşleme Fakülesi, Bankacılık ve Finans Bölümü kuriboz_48@homail.com

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

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

Dokuz Eylül Üniversitesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013

Dokuz Eylül Üniversitesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013 Dokuz Eylül Üniversiesi Yayın Geliş Tarihi: 13.11.2013 Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi Yayına Kabul Tarihi: 05.07.2014 Cil: 16, Sayı: 2, Yıl: 2014, Sayfa: 281-302 Online Yayın Tarihi: 30.09.2014 ISSN:

Detaylı

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

Reel 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.

Detaylı

TÜRKİYE DE KAMU HARCAMALARI DIŞ TİCARET AÇIKLARI ÜZERİNDE ETKİLİ Mİ? ARE GOVERNMENT EXPENDITURES EFFECTIVE ON TRADE DEFICITS IN TURKEY?

TÜRKİYE DE KAMU HARCAMALARI DIŞ TİCARET AÇIKLARI ÜZERİNDE ETKİLİ Mİ? ARE GOVERNMENT EXPENDITURES EFFECTIVE ON TRADE DEFICITS IN TURKEY? Akademik Araşırmalar ve Çalışmalar Dergisi / Journal of Academic Researches and Sudies Alınış arihi: 0.0.04 Kabul Ediliş arihi: 0.04.04 ÜRKİYE DE KAMU HARCAMALARI DIŞ İCARE AÇIKLARI ÜZERİNDE EKİLİ Mİ?

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

ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME

ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME ÖZET Prof.Dr.Cengiz TORAMAN Balıkesir Üniversiesi, İİBF,İşleme Bölümü Cengizoraman4@yahoo.com Öğr.Gör.Çağaay BAŞARIR

Detaylı

İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI

İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI İMKB İLE GELİŞMEKTE OLAN ÜLKELERİN HİSSE SENEDİ PİYASALARININ ETKİLEŞİMİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK YAKLAŞIMI Onur GÖZBAŞI * ÖZ Bu çalışmanın amacı, İMKB ile gelişmeke olan yedi ülkenin (Arjanin, Brezilya,

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

EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ

EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ Hilal BOZKURT Öze: Çok sayıda ampirik araşırma

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

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

Türkiye nin Marshall-Lerner Koşuluna İlişkin Parçalı Eşbütünleşme Analizi

Türkiye nin Marshall-Lerner Koşuluna İlişkin Parçalı Eşbütünleşme Analizi YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:2009 Cil:16 Sayı:1 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Türkiye nin Marshall-Lerner Koşuluna İlişkin Parçalı Eşbüünleşme Analizi Yrd. Doç. Dr. C. Erdem HEPAKTAN Celal Bayar Üniversiesi,

Detaylı

Yükseköğretimin Büyümeye Etkisi: Eşbütünleşme Analizi The Effect of Higher Education on Growth: A Cointegration Analysis

Yükseköğretimin Büyümeye Etkisi: Eşbütünleşme Analizi The Effect of Higher Education on Growth: A Cointegration Analysis SESSION 2B: Kalkına 323 Yükseköğreiin Büyüeye Ekisi: Eşbüünleşe Analizi The Effec of Higher Educaion on Growh: A Coinegraion Analysis Ass. Prof. Dr. Mura Musafa Kuluürk (Çankırı Karaekin Universiy, Turkey)

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

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

İstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi

İstanbul Menkul Kıymetler Borsası nda haftanın günü etkisi ve Ocak ayı anomalilerinin ARCH-GARCH modelleri ile test edilmesi İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Dergisi Isanbul Universiy Journal of he School of Business Adminisraion Cil/Vol:37, Sayı/No:2, 2008, 98-110 ISSN: 1303-1732 - www.ifdergisi.org 2008 İsanbul Menkul Kıymeler

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

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 ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006)

REEL DÖVİZ KURU VE ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006) REEL DÖVİZ KURU VE ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006) Ahme AY * Şerife ŞAYLAN ** İsmail KOÇAK *** Öze Bu çalışma, reel döviz kuru ile çıkı düzeyi arasındaki nedensellik ilişkisini

Detaylı

Türkiye de Petrol Tüketimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Bütünleşme Yöntemi İle Analiz Edilmesi

Türkiye de Petrol Tüketimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Bütünleşme Yöntemi İle Analiz Edilmesi Volume 5 Number 2 2014 pp. 47-60 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Türkiye de Perol Tükeimi İle Reel GSYİH Arasındaki Uzun Dönem İlişkinin Johansen Eş-Büünleşme Yönemi İle Analiz Edilmesi Reşa Ceylana

Detaylı

Finansal İstikrarın Bankacılık Sisteminin Borç Verme Politikaları Üzerindeki Etkisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme

Finansal İstikrarın Bankacılık Sisteminin Borç Verme Politikaları Üzerindeki Etkisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme Finansal İsikrarın Bankacılık Siseminin Borç Verme Poliikaları Üzerindeki Ekisi: 2008 Küresel Krizi Çerçevesinde Türkiye Üzerine Bir İnceleme Öze Ekrem ERDEM * M. Faih İLGÜN ** Cüney DUMRUL *** 2008 yılında

Detaylı

sbd.anadolu.edu.tr 73 Anadolu University Journal of Social Sciences Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi

sbd.anadolu.edu.tr 73 Anadolu University Journal of Social Sciences Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Türkiye de Kamu Yaırımlarının Özel Sekör Yaırımları Üzerindeki Ekisi: 1970-2009 The Effec of Public Invesmens on

Detaylı

Azerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi

Azerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi SESSION 3B: Ora Asya Ekonomileri 07 Azerbaycan, Kazakisan, Kırgızisan ve Türkiyede İkisadi Özgürlük ve İsihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi Prof. Dr. Ekrem Erdem (Erciyes Universiy, Turkey) Ass. Prof.

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

TESTING TO RICARDIAN EQUIVALENCE PROPOSITONS FOR TURKISH ECONOMY

TESTING TO RICARDIAN EQUIVALENCE PROPOSITONS FOR TURKISH ECONOMY Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 009, CİLT XXVI, SAYI TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN RİCARDO EŞİTLİĞİ HİPOTEZİ NİN TEST EDİLMESİ Erginbay UĞURLU Recep DÜZGÜN Öze Ricardo eşiliği konusu, makroekonomilerde

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

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

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