Akdeniz Bölgesi ve Başlıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Meyve ve Sebze Perakende Fiyatları Arasındaki İlişkiler: Pazar Entegrasyonunun Testi

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "Akdeniz Bölgesi ve Başlıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Meyve ve Sebze Perakende Fiyatları Arasındaki İlişkiler: Pazar Entegrasyonunun Testi"

Transkript

1 Türkiye VI Tarım Ekonomisi Kongresi Eylül 2004 Tokal Akdeniz Bölgesi ve Başlıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Meyve ve Sebze Perakende Fiyatları Arasındaki İlişkiler: Pazar Entegrasyonunun Testi Seval M U T L U 1 Erkan A K TA Ş 2 Özlem KARAHAN UYSAL3 1Çukurova Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Böl., Adana, sınutlu d'cıı edu.tr Köy Hizmetleri Tarsus Araştırma Enstitüsü, Mersin, erkanı» khnın.tzuv ir 3Ege Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Böl., İzmir, kaıalıaıı» ziraal.ctic.eju.tr ÖZET: Türkiye yaş meyve ve sebze sektöründe önemli üretici iller olan Adana, Mersin, Antalya ve önemli tüketim merkezleri olan İstanbul. Ankara ve İzmir illerinde bazı yaş meyve sebze perakende fiyatları arasındaki ilişkiler incelenmiş ve söz konusu fiyatlar ayısından iller arasında pazar entegrasyonunun mevcut olup olmadığı Vektör Oto Regresyon (V A R ) \e Pazar Entegrasyonunun Dinamik Analizi yöntemleri kullanılarak test edilmiştir. Kullanılan veriler, belirtilen iller için. DİE'nden sağlanan dönemine ait meyve sebze aylık perakende fiyat serilerinden oluşmaktadır. Yaş meyve sebze perakende fiyatlarını temsilen limon, marul ve domates perakende fiyatları ele alınmıştır. Sonuç olarak. Limon piyasasında V A R model Adana'nın lider market durumunda olduğunu, diğer illerdeki limon fiyatlarının ise lider pazar olan Adana fiyatlarına bağlı olarak hareket ettiğini ortaya koymuştur. Adananın limon pararındaki lider konumu, bu pazarda entegrasyon düzeyinin Ravallion'un dinamik analiz yaklaşımı ile test edilmesine izin vermiş, analiz sonucu ise il pazarları arasındaki entegrasyon ilişkisinin uzun dönemli denge olduğunu ortaya koy muştur. Marul pi> asasında V A R model her bir ildeki perakende fiyatların diğer itlerin fiyatlarından önemli ölçüde bağımsız davrandığını ortaya koymuştur. Domates fiyatlarında Antalya'nın diğer iller üzerinde kısmen etkisi olduğu gözlenmekle İse de. Adana ve Mersin'in de belirgin etki alanları olduğu saptanmıştır. Antalya'nın domates pazarındaki liderlik düzeyi, bu pazarda entegrasyon derecesinin dinamik analizi için yeterli olmamıştır Anahtar Kelimeler: V A R Model, Pazar Entegrasyonu. Yaş Meyve Sebze, Perakende Fiyatlar. Akdeniz Bölgesi Relationships Between Retail Prices of Fresh Fruits and Vegetables in Mediterranean Region and Important Production Centers: Test of Market Integration A BST R A C T : Spalial price diherentials lor seleeted fresh fruits and vegetables, among six cilies of Turkey. namely. Adana. Mersin. Antalya, importanl production centers. and İstanbul. Ankara and İzmir, main consumption centers. vvere investigated. The relalions among retail prices of differenl cilies vvere analyzed using Vector Aulo Regression (VAR) models lor each produeı. The evisiencc or not. and ihe level of inicgration -in ıhc altirmaiive casc- among city markets regarding each produet vvere tried to be analyzed using Ravallion's Jynaınie analysis meihod of the market integration. Monthly data used are thc retailer price serics İroni 1994 lo obtained Irom D İE lor each ol the cilies. Retail prices of lemons. letıuce and lomaloes are eorisidcred as representative of Iresh IVuiıs and vegetables market. Resul is of the VAR model for lemons market revealed that Adana w as the Icader market, and ıhal thc prices of thc olher cilies vs ere dependenı on those of the Icader 1he highlighled Icader posiıion ol Adana in this market perınitted thc dynamic analysis mclhod of market integration suggested by Ruvallion to be applied in the lemons market. As the result. long-run market integration vvilh Adana lor three out of fi ve local markets vvas deteeted. İn the leituce market, on the olher hand. ihe V A R model suggested the retail prices in each city to hehave iairly iııdcpendently Irom each olher Regarding toınalo prices. ev en though vinual influencc ol Antalya on olher cilies vvas ideııtified evamining ıhc impulse response funelions (IRK) and the variancc decomposition obtained Irom the V A R model. Adana and Mersin vvere also observed lo hav e the ir respeetive regioııs of impact. I hc level uf leadership assigned lo Antalya in lomaloes market vvas not highlighted enough for dynamic analy sis of integration. keyvvords: V A R Model. Market İntegration. Fresh Fruits and Vegclablcs. Relail Prices, Mediierraııeaıı Region 1. G iriş : Büyük bir ekolojik zenginliğe sahip olan Türkiye, insan beslenmesinde önemli yere sahip olan sebze ve meyve yetiştiriciliğinde önemli bir avantaja sahiptir. Ilıman iklim türlerinden tropik iklim türlerine kadar uzanan yazlık ve kışlık çok sayıda meyve ve sebze türü yetiştirilmektedir (Abak ve ark, 2002). Bu çeşitlilik taze tüketime yönelik üretimin gelişmesinde de etkili olmuştur. Halen, Türkiye yılda yaklaşık 22 milyon ton sebze üretimiyle dünyada 5. sırada ve yıllık yaklaşık II milyon ton meyve üretimiyle ise dünyada 9. sırada yer almaktadır (İG E M E, 2002). Bununla beraber, söz konusu üretim sektörde yaşanan çeşitli sorunların tehdidi altında bulunmaktadır. Arazilerin miras yoluyla bölünmesi üretim alanlarını sürekli küçültmekte, bu durum da verimliliği olumsuz yönde etkilemektedir. Yaş meyve sebze üretiminin küçük ve dağınık birimlerde gerçekleştirilmekte oluşu nedeniyle, finansman

2 Akdeniz Bölgesi ve Başlıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Meyve ve Sebze Perakende Fiyatları Arasındaki İlişkiler Pazar Entegrasyonunun Testi sıkıntısı içinde olan üreticiler, yeni üretim teknolojilerinden yeterince yararlanamamaktadır. Ayrıca üreticilerin eğitim eksikliği, fiyat ve satış garantisine sahip olmamaları, üretimde kalitenin yükselmesini sınırlamaktadır (DTM, 2002). Fiyatları serbest pazarlarda teşekkül eden yaş meyve ve sebzenin çabuk bozulabilir hassas ürünler olması, arz ve talepteki değişmelere bağlı olarak bu ürünlerin fiyatlarında önemli dalgalanmalara yol açmaktadır. Belirli zamanlarda çok sayıda üretici tarafından hasadı yapılan ürünlerin, uygun koşullarda depolanabilme olanaklarının yetersizliği nedeniyle, aynı dönemde satışa çıkarılması önemli fiyat düşüşlerine, dolayısıyla üreticilerin gelirlerinde büyük kayba neden olmaktadır (Yurdakul ve ark., 2002). Söz konusu kayıpların giderilmesine yönelik çabaların etkinliğini arttırmak açısından, yaş meyve sebze piyasasının analizinin büyük önem taşıdığı açıktır. Bu çalışmanın amacı Türkiye yaş meyve ve sebze sektöründe önemli üretici iller olan Adana, Mersin, Antalya ve Önemli tüketim merkezleri olan İstanbul. Ankara ve İzmir illerinde bazı yaş meyve ve sebze perakende fiyatları arasındaki ilişkileri incelemek olmuştur. Bu kapsamda, özellikle, söz konusu fiyatlar açısından iller arasında pazar entegrasyonunun mevcut olup olmadığı test edilmiş ve mevcut olması halinde entegrasyonun düzeyi belirlenmeye çalışılmıştır. 2. Materyal ve Yöntem 2.1 Materyal Bu çalışmada kullanılan veriler, Devlet İstatistik Enstitüsünden sağlanan dönemine ait Adana, Mersin, Antalya, İzmir, Ankara ve İstanbul meyve sebze perakende fiyat serilerinden oluşmaktadır. Yaş meyve sebze perakende fiyatlarını teınsilen limon, marul ve domates perakende fiyatları ele alınmıştır. İncelenen illerde limon, domates ve marul üretiminin Türkiye toplam üretimleri içindeki payları Çizelge İ de verilmiştir. Çizelge I. Domates, Limon ve Marul üretiminin Türkiye Toplam Üretimleri İçindeki Payları (% ) Adar 1 Amal) a M din n Dm ı i Aııkar a Islanbu 1 Domalc Ü ,38 Limon Marul Ka>nak Dit Yöntem Akdeniz bölgesi ve başlıca tüketim merkezlerinde yaş meyve ve sebze perakende fiyatları arasındaki ilişkileri analiz etmek için V A R (Vektör Oto Regresyon) modelleri kullanılmıştır. Piyasa etkinliğinin koşullarından olan, fiyat geçişkenliği ve pazar entegrasyonunun düzeyi ise 324 Fiyat İlişkilerinin Dinamik Analizi yöntemi (Ravallion, 1986) ile saptanmıştır. T Ü FE gene! gıda indeksi baz alınarak limon, marul ve domates fiyat serileri bugünki değerlerine çevrilmiştir. Çalışmada kullanılan değişkenler, logaritmik olarak ifade edilmiştir. Modelleme çalışmasına başlamadan önce, birim kök testi ile serilenlerin durağan olup olmadıkları incelenmiştir V A R Modeli Ele alınan üretim ve tüketim merkezlerine ait perakande meyve sebze fiyatlarının, dolayısıyla yerel pazarların arasındaki ilişkileri analiz etmek, herhangi bir piyasanın fiyatlarında meydana gelecek değişmelerin, diğer piyasalardaki fiyatlara yapacağı etkinin zamana yayılımını ortaya koyabilmek için V A R modelden yararlanılmıştır. Eşanlı denklem sistemlerinin özel bir hali olan VAR, yapısal ekonometrik modellerde içsel ve dışsal değişkenlerin seçiminin öznel kararlara konu olması sorununu aşmak amacıyla Siıns (1980) tarafından geliştirilmiştir. Yöntem teoriye uymadığı yönünde eleştirler alınışsa da (Cooley ve LeRoy, 1985; Damell ve Evans, 1990), model kuruluşunun basit ve objektif olması, oluşturulan modelin en küçük kareler yöntemi ile kolayca tahmin edilmesi ve V A R ile tahmin edilen modelin yapısal eşanlı modellerden daha iyi öngörüde bulunması gibi nedenlerle, ekonomik analiz çalışmalarında yaygın olarak kullanılmaktadır (Greene, 1993; Enders, 1995; Damell ve Evans, 1990). V A R modelinin genel ifadesi Denklem (l)*de verilmiştir: y, = a + /Gv, o V A R Modelindeki denklemlerin bireysel ifadeleri ise, Denklem 2'da sunulmuştur.,+«î» (2) H H r* Denklem ( I ) ve Denklem (2) da M içsel değişkenlerin (y j sayısını, p bu değişkenlere ait gecikmeli değerlerin sayısını, ise tahmin edilecek parametreleri temsil etmektedir. V A R model aracılığı ile hesaplanan elki-lepki fonksiyonları (iınpulse-response funetion) (IRF), sistemdeki bağımlı değişkenlerin, denklemlerin hata terimlerinde meydana gelen şoklara tepkisini ölçmek olanak sağlamaktadır. IRF, içsel değişkenlerden herbirinin, diğer içsel değişkenlerdeki şok değişmelere zaman içinde nasıl bir duyarlılık göstereceğini ortaya koymaktadır. Burada, şok değişme, hata terimlerinde I standart sapmalık değişmeyi ifade etmektedir.

3 S M U TLU, L A K T A Ş, O K A R A IİA N U Y S A L Pazarların Entegrasyonu ve Fiyat İlişkilerinin Dinamik Analizi Pazarların Entegrasyonu Belirli varsayımlar altında pazarlar arasında rekabetçi denge ve etkinliğin sağlanabileceği tezi, bir ekonomide aralarında sabit nakliye masrafları üzerinden ticaretin oluştuğu bölgeler için de geçerlidir (Takayama ve Judge, 1964). Böylesi bir dengenin kurulabilmesi halinde, eğer iki bölge arasında ticaret yapılmakta ise, malı satın alan bölgedeki fiyat, satıcı bölgedeki fiyat ile iki bölge arasındaki ulaşım maliyetinin toplamına eşit olacaktır. İşte bu eşitliğin sağlanması durumunda bölgesel pazarların entegrasyonundan sözedilir. Pazar entegrasyonu rekabetçi denge ve etkinliğin yeterli koşulu olmamakla beraber, bölgesel pazarlar arasındaki entegrasyon düzeyinin belirlenmesi belirli pazarların işleyiş mekanizmasını anlamada temel verileri ortaya koyması açısından büyük Igi uyandırmaktadır. Nitekim, pazar entegrasyonunun düzeyini belirlemeye yönelik çalışmalar, statik fiyat korelasyonlarından, durağan olmayan seriler arasındaki uzun dönemli denge ilişkilerinin ortaya konulmasını sağlayan koentegrasyon analizine uzanan, çok sayıda ve sürekli gelişen yöntemler dizisini ortaya koymuştur. Son zamanlarda bölgesel tarımsal pazar entegrasyon düzeyini belirlemede çok sık başvurulan koentegrasyon analizi yöntemi, verilerin birim kök içermesini gerektirdiğinden, durağan seriler söz konusu olduğunda farklı yöntemlere başvurulmaktadır. Bunlar arasında en çok kullanılanları, statik regresyon analizi, dinamik analiz, VAR modellerin sunduğu etki tepki fonksiyonları ve varyans dekompozisyonu ve nihayet, Granger nedensellik testleri sayılabilir. Sayılan bu yöntemler arasında, dinamik regresyon analizi, gerek statik modellerin ortaya koyduğu bazı sakıncaları gidermesi, gerekse Ravallion (I986)'un geliştirdiği bir mekanizma ile pazar entegrasyonunun var olup olmadığını ve düzeyini test etme olanağı sağlaması açısından literatürde geniş uygulama alanı bulmuştur. Ele alınan fiyat serilerinin durağan olduğunun belirlendiği bu çalışmada da, belirtilen nedenlerle, Bölgesel Fiyat İlişkilerinin Dinamik Analizi ve bu bağlamda Ravallion un modeli yöntem olarak benimsenmiştir. Ayrıca, gerek, farklı dinamik modellerin oluşturulmasından Önce bölgeler arası fiyat ilişkilerinin genel analizini yapabilmek amacıyla, gerekse pazarlar arasındaki ilişki modelinin Ravallion un mekanizmasına uymadığı durumlar için, V A R modeller ve sağladıkları Etki Tepki Fonksiyonları ve Varyans Dekompozisyonlarından yararlanılmıştır. Kullanılan dinamik analiz yöntemi aşağıda açıklanmaya çalışılmıştır. Fiyat İlişkilerinin Dinamik Analizi Yukarıda tarif edilen bölgeler arası Pazar entegrasyonunun ekonometrik olarak modellenmesi, statik olarak aşağıdaki eşitlik yardımıyla yapılabilir. P = (3) P,t>bölgeler arası homojen malların fiyatları, T, muamele (ulaşım, indirme, bindirme, işleme ve garanti) maliyeti ve R, iki bölge arası fiyatı etkileyebilecek diğer gözlenemeyen değişkenleri göstermektedir, p, p2 P3 ve p4ise tahmin edilecek olan parametreleri göstermektedir. Pazarların entegrasyonu p,=p2^p3= 1 ve p4=0 olmasını gerektirir. Denklem 3 de T, ve R, yi gözlenemeyen değerler olarak göz ardı edersek, denklemi logaritmik olarak, lnp,, = f i x İn P l t (4) Pazarlar arasında entegrasyonun eksik olması, diğer bir anlatımla iki bölge fiyatı arasındaki farkın muamele maliyetinden yüksek olmasında; pazarlar arası bilgi akışının eksik olması, farklı yerlerdeki ürünlerin birbirleri yerine ikame edilememesi, ticari engellerin olması, bölgeler arasında arbitrajlar yoluyla bağlantı olmaması, arbitrajcılar açısından risklerin olması, pazarlar arasında eksik rekabet olması, pazarlar arasındaki mesafe, miktar ve kalite bilgisi eksikliği, pazar büyüklüğü ve ticaret hacmi gibi faktörler etkili olabilir. Bunun yanı sıra, çeşitli nedenlere bağlı olarak pazar entegrasyonu kısa ve dede gerçekleşmeyebilir. Bu nedenlerin en önemlileri aşağıdaki gibi sıralanabilir. I Pazarlarda, ürünlerin taşınması gibi arbitraj olanaklarının olduğu pazarlar arasında farklılaştırılmış fiyatların belirlenmesi ve saptanması için zamana ihtiyaç duyulmaktadır. 2. Bazı ürünler depolanmış veya orta dönemde alış-satış kontratları yapılmış olabilir. 3. Talep ve arz koşullarındaki değişim ve yeni bilgilerin uyarlanması için pazarlarda yeterli zamana ihtiyaç vardır (Sanjuan, 1996). Yukarıda sıralanan nedenlerle, fiyat ilişkilerinin dinamik analizini pazar entegrasyonunun test edilmesinde sıkça kullanılan yöntemlerden biridir Pazarlar arası ilişkinin dinamik analize ilk kez uyarlaması Ravallion (1986) tarafından yapılmıştır Buna göre; =i r.p\ +i fl.p* - *, (5) s «Bölgesel veya yerel pazardaki ürün fıyatı(p'), geçmiş dönemdeki fiyatı(p'm) ve lider pazar fiyatlarının (P 2,.,) fonksiyonu olarak ifade edilebilir. Tahmin edilen parametrelerle aşağıda belirtilen hipotezler test edilebilir. a) Pazar bölümleme: P,=0 ise lider pazardaki fiyatlar, pazar fiyatını etkilemez. b) Kısa dönemde entegrasyon: p0= I ve P, = y, = 0 ise, P yerel pazarı P 2 lider pazarı ile bir dönem 325

4 A i dem/ BüJ^ei ve Eajl ta Tikctım t v c r i f / ı c m u f c Vas tvtv^c S c tic P e ıa k c r ıc ı: 1 v a J 'a n A m t ın r iı^mcı Pa/.ır F n ı ^ m < r t r ıın T r s iı erîegrcc r crn Jchı ir. Kı^a COreirdt e-rlfgra< yrn k *=111 ;ı<;ı cak şeki rlrdir X fi + T, = 0 p-i Bu kısıtlamanın sağlanması durumunda pazarlar arasındaki kısa dönüm entegıasyonu zayıf formda kabul edilmektedir. c) Lfzun donemde entegrasyon: Uzun dönem dengesinde pazar fiyatları zaman iyinde sabittir. t r. + ± 0, - 1 *-ıi Y tıkardaki kısıl kabul edilirse u/.uıı dönemde fiyatlar arasında dengenin var olduğunu gösterir. K ıs a dönemde entegrasyon uzun döneme göre daha k ısıtla yıcıd ır Yani, kısa dönemde iki pazar arasında entegrasyon varsa uzun dönemde de vardır. Ancak bunun tersi geçerli olm ayabilir. Pazarların uzun dönem li entegrasyonunda bölgelerdeki farklı fiyatlar uzun dönemde denge paı itesim sağlat. Aııcak kısa dönem dengeden sapmalar ve düzensizlikler mümkündür. Uzun dönemde ise, arbitraj faaliyetleri denge parıicsir i sağlayıcı etki yapacak olan ekonom ik güçlerdir 3, Bulgular ve Tartışmalar Çizelge 2 dc limon, domates ve marul perakende fiyatlarının A D F Birim Kök Durağanlık festi sonuçlun verilm iştir % 1 anlam lılık düzeyindeki M ackirınon kritik değerleri ile karşılaştırıldığında incelenen fiyat serilerinin durağan 1(0) olduğu belirlenmiştir. A D F testi 1 gecikmeli olarak uygulanm ıştır Çizcige 2 I ımon. Domates ve Marul Perakende Fiyatları iyin ADF Dirim kok Duragar hk Testi Kopili lan Arar A n ai y Mt'ft 1 hm A ı ı L J s, 1;ı n h ı 1 1 r i a Dc i t aıc 1 S İh -s,fil *5,11-5, ,58 1 t«n r 4m i l! 3.Mİ -4,15-4,33 V aır H8 64 -fi. fil «1* h 4 ^ 4* M a ckın n rr Kritik Deleri ( % 1) A 4K Çizelgeden izlenebileceği gibi, ADF tesh sonucunda, ele alman serilerin orijinal halivlç durağan olduğu belirlenm işi ir. Bu bulgu, pazarlar arasında fiyat ilişkilerinin analizinde kullanılan VAK m o d ellerin değişkenlerin farklarını almaksızın oluşturulabileceği anlamına gelmektedir Seriler entegre olm adıkları için pazar entegrasyonunu koentegrasyon analizi ile test etme olanağı bulunmamaktadır D olayısıyla, çalışmada pazar entegrasyonu, uygun dinamik model üzerinde Ravallİon (1986) ıın hipotezleri ile (esi edilmiştir 3,L Limon Fiyatlarının Analizi: Şekil l de perakende aylık limon reel fiyatları verilm iştir E y lü l ayından Şubat ayına kadar ulan dönem limon ihracatının yapıldığı döncmkrd ( A K İB, 2000) Genel olarak Eylü l ayında perakende fiyatlara en yüksek düzeyde bulunmaktadır Kış aylarında fiyatlar düşmekte bahar aylarında ıs* tekrar yükselm e seyri izlemektedirler. Akdc.-.z Bölgesi özellikle limon üretiminde Önemli bir bölgedir. Türkiye toplam limon üretiminin %62 sı M ersin ilinde, % 2 1 'i Adana ilinde ve % İ1 A n talya'd a üretilm ektedir (Çizelge I ) Çizelge 3 'de üretici ve tüketie, bölgeler arasındaki limon perakende fiyatlar: için VAR model tahmuı edilm iştir. Modelde içsel değişkenler olarak, illerin perakende fiyatları ve dışsal değişken olarakta, kukla değişkenler vç sabit terim a'ınmışur A y lık fiyat hareketlerini ifade eden II kuvd değişken kulianıl:nıştır. Bu model seçilirken; bir yandan denenen çeşitli modellerden elde edilen hata terimi erin de ofokordasyon varlığı Eju::g B ot İSİat ıs îliği İle test edilm iş. bir yan dar: da tahmin halasını eri küçük temek açısındar AfC(Akıikf Inform ation C riîe n a ) ve SC (Sctıw arz Criteria) değerlerin küçük olm asına dikkat edilmiştir Çeşitli denem eler sonucunda ıkı gecikm eli V A R modelin veri seline en uygun seçeneği oluşturduğu belirlenm iştir B ir ve iki gecikm eli Adana limon perakende fiyatlarının, İstanbul, İzmir vc Ankara limon perakende fiyatlarında etkisi olduğu belirlenm iştir of* of of5 cy> dp ^ v, fi fi fi fi fi 0) l # O- c ^ V y Vfifi & efi efi efi fifi o" -+ ' İ s t a n b u l : İ z m i r Şekil 1 Limon Aylık Red Fiyatları TL/kg ( ) A d/ ta n a A n.. I.. - _»... A t l k U M * -İçel - 326

5 S MUTLU, t' AKTAŞ, O KARAHAN UYSAL Var modelden elde edilen etki-tepki (impulseresponse) fonksiyonlarına göre, çeşitli illerdeki limon fiyatlarında bir standart sapmalık değişime, farklı illerdeki tepki Şekil 2 de görülmektedir. Grafikler bir bütün olarak değerlendirildiğinde, her ildeki fiyatın, kendi fiyatındaki şok değişmelerin yanı sıra, ençok Adana daki şok fiyat değişimlerinden etkilenmekte olduğu ifade edilebilir. Buradan Adana'nın ele alınan limon pazarları arasında lider konumda olduğu anlaşılmaktadır. Adana ili perakende limon fiyatlarındaki her hangi bir şok değişim diğer illerdeki limon fiyatları üzerinde önemli ve uzun süreli etkiler yaratırken, diğer illerin limon fiyatlarında meydana gelecek bir şok değişimin Adana ilindeki limon fiyatlarına etkisi sınırlı ölçekte ve kalıcılıkta olmaktadır. Çizelge 3 Lim on Perakende Fiyatları İçin V A R M odel Tahm ini A d a n a A n l a l v a M e r s i n A n k a r a İstanbul İ z m i r c * * * * ( } ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) A d a n a I -1) * * * * * * * * * * ( ( ) ( ) ( ) ( ) ( » A d a n a (- 2 ) * * * * * M ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) A n l a k * (- 1 ) * Û ( > ( S ) ( ) ( ) ( ) ( ) A n t a ly a (-2> -O ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) M e rs in (- 1 ) * * * * ı ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) M e rs in (- 2 ) ) * * * < ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) A n k a r a ı - l ) * * (! ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) A n k a ra ı 2 ) Û O O ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İstan b u l ı - ) * * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( > ( l ) İsta n b u l ı- 2 j O ) * * * ( ) ( ) (- 0 8 I 4 6 Ö ( ) ( ) ( ) İz m ir ( I * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İz m ir ( O l ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( } ( ) R: D ü z e b ilm iş R ' X L o g L ık e lıh o o d A kaıke A IC S c h u a r z S C * % l önem d ü z e )rinde anlamlı. * û/o 5 önem d u/evinde anlamlı * * * %e 10 düzeyinde anlam lıj paranlez iyinde belirtilen deûerler l istatistikleridir Not Tabloda avlık fiyat hareketlerim ılade eden 1l kukla değilken goslerılnıumışiir T testi sonuylan anlamlıdır Örneğin, ilk grafikte (sol üst köşe) diğer illerin fiyatlarındaki bir standart sapmalık değişim karşısında Adana fiyatlarının 12 ay gibi bir sürede eski haline donduğu görülmektedir. Oysa, sağ üst köşede, benzer bir durumda Ankara'daki limon fiyatlarının eski haline dönmesi için 20 aya yakın zaman geçtiği anlaşılmaktadır. Adana nın belirgin liderliği dışında. Ankara'daki fiyat değişiminin İstanbul üzerindeki etkisi önemli ve uzun süre kalıcı görünmektedir. İzmir-Antalya ve Mersin'deki şok fiyat değişimlerinin herbir ildeki fiyatlar üzerinde kısmen etkili olduğu anlaşılmaktadır. Şekil 2 Lim on Perakende Fiyatların d aki Şokların İllere göre L tk ileri 327

6 Akdeniz Bölgesi ve Ballıca Tukelım Merkezlerinde Yaş Meyve ve Sebze Perakende Fiyatları Arasındaki İlişkiler Pazar Entegrasyonunun Testi Adana'nın limon pazarındaki bu etkileyici konumu, aynı zamanda, bu bölgesel pazar fiyatları aracılığı ile ele alınan tüm illerin limon pazarları arasında belirli düzeyde entegrasyonun varlığını işaret etmektedir. Nitekim, Ravallion'un pazar entegrasyonun düzeyini belirlemede kullandığı dinamik model de böylesi bir lider pazarın varlığını gerekli kılmaktadır. V A R modelin ortaya koyduğu sonuçlar, yöntem bölümünde belirtilen lider pazarın Adana olabileceği yönünde ip uçları ortaya koyduğundan, çalışmada bu varsayıma dayalı olarak Ravallion'un ortaya atmış olduğu bölgesel pazar entegrasyonu hipotezleri test edilmiştir. Bu amaçla, öncelikle. Adana ili fiyatları için kend ve diğer illerdeki geçmiş dönem limon fiyatlarına bağlı, otoregresif bir regresyon model.: oluşturulmuştur. Daha sonra. Adana ili limon fiyat serisi bu model yardımı ile yeniden hesaplanmış ve diğer illere ait fiyat serilerinin model lenmesinde kullanılmıştır. Buna göre, diğer illere ait her bir modelde bağımlı değişken ele alman ile ait bugünki fiyat serisi iken, bağımsız değişkenler yine o ile ait fiyat serisinin uygun sayıdaki gecikmeli değerleri ile, Adana için hesaplanan fiyat serisine ait bugünkü ve gecikmeli değerlerden oluşmaktadır. Adana serisi için tahmin edilen değerlerin kullanılma nedeni, illere ait regresyon modellerindeki eş an I ıltğı gidermek olmuştur. Çizelge 4, Türkiye'de Bölgesel Yaş M eyve Sebze Pazarlarının Entegrasyonuna İlişkin Testlera f- A r sh a ı s î n Isdm hui AnLaifl 17TT 11 P a 7 a ı «y ı n * r l J i s \ n r i ] 3 7,3 9 (2, 105) (5, 9 6 ) (3. 102) (3. 102) 26.52(3. 102) K «rv m c rr F r l ^ a ^ y o r (3. 105) 2 3,9 4 ( ) (5. 102) (5. 102) (5, 102) l z u r D<Vı Km F ı r p r? / feriıslıkiea v r ı s K ıjia D fln F m 5 2,3 4 (3. 109) (8. 102) 150,0 4 (4, 108). k y Pkıncın Fm «i»5von ( z j >i f >r: n ) (2. 105} 77.10(2.96) (2.102) (2.102) (2, 102) 11 n r rv ıv rrı Fnl f j j i \ or 4.9ö* ( 1, 105) 2,2 2 * * * ( 1,9 6 ) 12,34(1.102) 5.06 *<l. 102) 12.49(1.102) F V 'U r s f 1 d a l l a r ı n a y o k 5.66( ) 1,6 3 ** *( 1 1. % ) * * * ( ) l. 6 9 * * ( ) 2,64(11, 102) R a ' a i 1, tin ur m ndifll u m u r d u r H rı ı llr r r an f;^ Al len ( ı L ı r iih l ı ı ] in p ııc a m o d t ld e r ( } (0.5 6 ) 2.39 (0.0 2 ) 1.59 (0.1 4 ) 1.73(0,10) 1 ıjuny FVın Tcsi Isigısiı^ı1 1 2 * ) 9.51(0.66) (0.50) 8,91(0.71) 5.89(0.92) 8.55(0.74) ( l 7 ur D A n E n i E m p o? * 14 ay 2 0,2 1 (0.6 9 ) (0.3 0 ) (0.3 7 ) 1 9,8 4 (0.7 1 ) 26.12(0.35) t*rlı m r d r n A n ce L 1 m evle ^6 İ> (0,8 2 ) (0.4 7 ) 3 6,3 2 (0.4 5 ) 3 6,8 5 (0.4 3 ) 40.33(0.28) V n f lr r! r l [ H im e sa \ ıs kısıtsız rcgres\orı modeli, 6 nolu eşitliğin her bir ıl için hesaplanması ile elde edilmiştir Çizelgede her hır hıpulez testine ait F leşli değerlen verilmektedir. (%1 önem düzeyinde), ** (%5 önem düzeyinde) ve (% IC önem düzeyinde) işareti taşıyanlar dışında lum kısıtlamalar reddedilmiştir 1Parantez içinde belirtilen değerler, ilgili F testlerine ait serbestlik derecelerim göstermekledir ^Parantez içinde belirlilen değerler, ilgili F Testi İstatistiğinin önem duze>ını göstermektedir Parantez içinde belirtilen değerler, ilgili Lıjung Box Test İstatistiğinin önem düzeyini göslemıekledır 2 Yukarıda tanımlanan Ravallion'un dinamik modeli tahmin edilmeden önce, modelin uygunluğu konusunda son bir sınama yapılmış ve söz konusu modele diğer illere ait gecikmeli fiyatlar da ilave edilerek, bunların hepsinin birden modelden çıkarılmasının uygun olup olmadığı F testi ile sınanmıştır. İlgili F testlerinin sonuçları her tüm iller için Ravallion'un dinamik modelini kullanmanın güvenli olduğunu ortaya koymuştur (Çizelge 4). İstanbul daki limon fiyatları Ankara'daki limon fiyatlarından oldukça etkilendiğinden, bu ilde ilgili F istatistiği 0.05 önem düzeyinde anlamlı bulunmuştur. Bununla beraber, Ankara hariç tutulduğunda diğer illere ait fiyat serilerinin modelden çıkarılmasına ilişkin F istatistiği ve anlamlılık derecesi sırasıyla 0,60 ve 0,75 olmaktadır. Analizin bütünselliği açısından bu aşamada 0,01 önem düzeyi esas alınmış ve bu istisnai durum gözardı edilmiştir. Nitekim, dinamik modellerden elde edilen hata terimlerinin otokorelasyon ve kısmi otokorelasyonları incelendiğinde, hata terimleri arasında otokorelasyon problemi bulunmadığı görülmüştür. İlgili Lijung Box testi sonuçlan da bu durumu doğrulamaktadır (Çizelge 4) Elde edilen nihai modellere, yöntem bölümünde açıklanan Pazar entegrasyoun hipotezleri empoze edilmiştir. Hipotezlere ait kısıtlamalar altında elde edilen F testi sonuçları Çizelge 4'de verilmiştir. Buna göre, pazar segmentasyonu. yani illerdeki limon fiyatlarının Lider Pazar olan Adana fiyatlarından bağımsız hareket ettiği hipotezi, beklenildiği üzere, her bir ilde reddedilmiştir. Bununla beraber, kısa dönemde Pazar entegrasyonu hipotezi de, ne katı ne de daha esnek versiyonu ile hiç bir ilde kabul görmemiştir. Ancak, pazarlar arasında uzun dönemli bir entegrasyon olduğu hipotezi, ele alınan beş ilin üçü için (sırası ile Mersin, Antalya, Ankara) doğrulanmıştır Mevsimsel fiyat dalgalanmalarını gidermek amacıyla modele ilave edilen ve ayları temsil eden 11 kukla değişkenin toplu olarak önemli olup olmadığına ait test sonuçları, Mersin, İstanbul ve Ankara da kukla değişkenlerin aylara bağlı fiyat dalgalanmalarının modelde kullanımını onaylamaktadır. Antalya ve İzmir'de bu değişkenlerin toplu olarak anlamlılığı kabul görmese de, bu durumun bağımsız değişkenler arasındaki yüksek korelasyon ihtimalinden (multi collinearıty) 328

7 S M U TLU, L A K T A Ş, O K A R A N A N U Y S A L doğabileceği ifade edilerek, değişken sayısının azaltılması önerilmemektedir (Ravallion, 1986) Marul Fiyatlarının Analizi Şekil 3'te üretici ve tüketici bölgelerdeki aylık reel perakende marul fiyatları verilmiştir. Perakende marul fiyatları yaz aylarında artarken, üretimin yoğun olduğu kış ve bahar mevsimlerinde düşmektedir yılı başlarında Çukurova bölgesinde Aralık ve Ocak aylarında m2 ye 671,8 kg yağış düşmüştür. Bu iki ay yağan toplam yağmur yıllık ortalama yağıştan (620,6) daha fazla olmuştur (K H G M, 2003). Bunun sonucu olarak, marul fiyatları taban yapacağı bir dönemde tavan yapmıştır. Türkiye toplam marul üretiminin %2 Tinin gerçekleştiği Adana ve Mersin'deki perakende fiyatlar incelenen diğer illere göre daha düşüktür. Fakat yaz aylarında tam tersi bir durum yaşanmaktadır. Bunun nedeni, yaz aylarında aşırı sıcak nedeniyle bu illerde üretim yapılamayışı ve aynı zamanda mevsimsel tüketim alışkanlığıdır Şekil 3. Reel Aylık Marul Fiyatları LL/kg < ) Çizelge 5. Marul Perakende Fiyatları için VAR model tahmini RJ C L A D A ( - I ) LANT(-I) L M f c R r - l ) L İ S T I - I» L A N K C - I ) L I Z M ( - I ) Düzelti İmi j R- Loj! Lıkelıhood A k a ık e A J C S c lm a r z S C A d a n a A n l a l y a M e r s i n Isıanbul A n k a r a I z m ı ı * ( ) * ( ) « ) ( S) (I 06905) ( ) l 15190) U * ( ) -O02108? ( ) * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ** ( ) ( ) ( ) * ( ) ( ) ( ) ( ) 0 58K * ( ) ( ) ( ) İ ) * ( ) * * ( ) U < ) O * ( ) ( ) (0 7) ? ( ) ?** ( ) (I 43654) *** (I 81625) *** (I 89519) ( ) ** ( ) *** ( ) ( ) -0 I ( ) * ( } * % l önem düzeyinde anlamlı ** %5 önem düzeyinde anlamlı. *** %10 düzey inde anlamlı 1parantez idinde belirtilen değerler t ısiaiıslıklendır Noi Tabloda 3>lık fi>al harekellerını ılade eden 1I kukla değişken gösterilmemem T leşli sonulları anlamlıdır Çizelge 5'de marul perakende fiyatları için tahmin edilen VAR model verilmiştir. Modelde içsel değişkenler olarak, illerin perakende fiyatları, dışsal değişken olarak ise, kukla değişkenler ve sabit terim alınmıştır Modelde, aylık fiyat hareketlerini ifade eden I i kukla değişken kullanılmıştır. Bir gecikmeli VAR modelinin marul perakende fiyatları arasındaki ilişkiyi en iyi açıklayan model olduğu tespit edilmiştir. VAR modelden elde edilen etki-tepki (impulseresponse) fonksiyonlarına göre, çeşitli illerdeki marul fiyatlarında bir standart sapmalık değişime, farklı illerdeki tepki Şekil 4'de görülmektedir. Grafikler bir bütün olarak değerlendirildiğinde, her ildeki fiyat, en çok kendi fiyatındaki şok değişmelerden etkilenmektedir. Genel olarak her bir ildeki marul perakende fiyatları diğer illerin fiyatlarından çok az etkilenip, birbirlerinden bağımsız hareket etmektedir. Marul fiyatlarında da Adananın diğer iller üzerinde etkili olduğu görülmekledir. Ancak bu etkinin düzeyi düşüktür Herhangi bir ilde bir standart sapmalık fiyat şokunun ardından marul fiyatlarının eski haline dönmesi için Adana, Antalya, Mersin ve İstanbul'da yaklaşık

8 Akdeniz Bölgesi ve Başlıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Meyve ve Sebze Perakende Fiyatları Arasındaki İlişkiler Pazar Entegrasyonunun Testi 14 ay; Ankara ve İzmir de ise ay zaman dinamik model lider bir pazar varlığım gerekli geçtiği anlaşılmaktadır. Ravallion'un pazar kılmaktadır. Ancak bu marul piyasası için tespit entegrasyonun düzeyini belirlemede kullandığı edilememiştir. Şekil 4. Marul Perakende Fiy atlarındaki Şokların İllere göre Etkileri 3.3. Domates Fiyatlarının Analizi: olduğu yaz aylarında düşmektedir. Domates Şekil 5'de illerdeki aylık reel perakende fiyatlarında üretici ve tüketici bölge fiyatları domates fiyatları verilmiştir. Domates perakende arasında önemli farklar görülmemektedir, fiyatları kış aylarında artarken, üretimin yoğun Şekil 5. Reel Aylık Domates Fiyatları İL/kg ( ) Çizelge 6 da domates perakende fiyatları için VAR modeli tahmin edilmiştir. Modelde içsel değişkenler olarak, illerin perakende fiyatları ve dışsal değişken olarak da kukla değişkenler ve sabit terim alınmıştır. Modelde, aylık fiyat hareketlerini ifade eden 11 kukla değişken kullanılmıştır. Bir gecikmeli V A R modelin ele alınan illerde domates perakende fiyatları arasındaki ilişkiyi en iyi açıklayan model olduğu tespit edilmiştir. Bu model, illere göre fiyat serilerindeki değişkenliği yüzde 70 ler düzeyinde açıklamakladır İller arasındaki fiyat ilişkilerine ait katsayıların önemli kısmı anlamlı bulunmuştur. Var modelden elde edilen etki-tepki fonksiyonlarına göre, çeşitli illerdeki domates fiyatlarında bir standart sapınalık değişime, farklı illerdeki tepki Şekil 6'da görülmektedir. Grafikler bir bütün olarak değerlendirildiğinde, her ildeki fiyatın, kendi fiyatındaki şok değişmelerden ve Antalya ili fiyatlarından etkilendiği ifade edilebilir Herhangi bir ilin domates fiyatında bir standart sapınalık şok fiyat değişiminin ardından domates fiyatlarının eski haline dönmesi için, hemen tüm illerde aya yakın zaman geçmesi gerekmektedir. Etki tepki fonksiyonlarına ve ilgili varyans ayrışımı bulgularına göre Antalya'nın domates pazarında önemli Ölçüde lider rol oynadığı tespit edilmektedir. Ancak, Antalya bu pazarda liderlik özelliğini Adana vc Mersin ile paylaştığından, Ravallion'un pazar entegrasyonu modeli domates piyasasının bütünü için de oluşturulamamıştır. Yine 330

9 S M U TLU. K AKTAKİ, ö K A R A M A N U Y S A L de, ele alınan iller arasındaki domates pazarında fiyatlar açısından Antalya, Adana ve Mersin gibi üretici pazarlar merkez olmak üzere, önemli bir bütünleşme olduğu ifade edilebilir, İstanbul da domates fiyatları, Antalya nın ardından önemli ölçüde Mersin pazarından etkilenirken, Ankara ve İzmir pazarları için, ikinci derecede etkili pazarın Adana olduğu görülmektedir. Çizelge 6. Domates Perakende Fiyatları için V A R model talimini A t ı l a! y a A d a n a M e rsin İs t a n b u l A n k a r a İzm ir c * * * * * * ( ) ( (>0) ( ) ( ) ( ) ( ) A n t ıly a (- 1 ) * * * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) (O ) A d a n a (- 1 ) * f 0 * * * ( ) f ) ( ) ( ) ( ) < -l ) M e rc in ( - I ) * * * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) i ) İstanbul (- 1 ) A ) * * * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) Ankara (- 1 ) J * * * * * * * ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) İzmir (- 1 ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( f T D ü z e ltilm iş R : I-Oy Lıkelıhood Akaıke AJC Schuarz SC %] önem düzeyinde anlamlı %5 önem düzeyinde anlamlı *** % I0 düzeyinde anlamlı"1paranlez iyinde belirtilen değerler t istatistikleridir Noi Tabloda aylık fiyat hareketlerim ifade eden II kukla değişken gösterilmemiştir T testi sonuçları anlamlıdır Şekil 6. Domates Perakende Fiyatlarındaki Şokların İllere göre Etkilen 4. Sonuçlar: Fiyatları serbest pazarlarda oluşan yaş meyve ve sebzenin çabuk bozulabilir hassas ürünler olması, arz ve talepteki değişmelere bağlı olarak bu ürünlerin fiyatlarında önemli dalgalanmalara neden olmaktadır Bu nedenle yaş meyve sebze pazarlarında fiyat hareketlerinin ve bu kapsamda bölgesel fiyatlar arasındaki ilişkilerin incelenmesi önemli bir konudur. Çalışmada V A R modeli analiz sonuçu, herhangi bir ildeki «ok limon fiyat t değişiminin ardından fiyatların eski seviyelerine geri dönmesi Adana, Antalya ve Mersin üretici illerinde ay sürerken, bu süre, İstanbul, Ankara ve İzmir de 24 ayı geçmektedir. Ele alınan illerin limon perakende pazarları arasındaki entegrasyon düzeyini belirlemeye yönelik dinamik model analizinin sonuçlarına göre, illerdeki limon fiyatlarının lider pazar olan Adana fiyatlarından bağımsız hareket ettiği hipotezi, her bir ilde reddedilmiştir. Kısa dönemde pazar entegrasyonu hipotezi kabul görmemiştir. Ancak, pazarlar arasında uzun dönemli bir entegrasyon olduğu hipotezi, Mersin, Antalya ve Ankara için doğrulanmıştır. Limon perakende pazarı için elde edilen tüm bu sonuçlar bir arada değerlendirildiğinde, limon pazarlarında, lider konumda bulunan Adana aracılığı ile, uzun süreli denge modeline uygun bir entegrasyon sağlandığı sonucuna varılmıştır. Bu ürünlere karşılık gelen V A R model sonuçlarına göre, Marul pazarında entegrasyon düzeyinin düşük olduğu ve fiyatların önemli ölçüde 331

10 Akdeniz Bölgesi ve Ballıca Tüketim Merkezlerinde Yaş Mc>ve ve Sebze Perakende Fı>atları Arasındaki İlişkiler Pazar Entegrasyonunun Testi bağımsız hareket ettiği; Domates pazarında ise, Antalya pazarı kısmen öne çıkmakla birlikte, liderliğin bu il ile Adana ve Mersin arasında paylaşıldığı anlaşılmıştır. Domateste, Antalya nın ardından. İstanbul için Mersin. Ankara ve İzmir için ise Adana ikinci derecede etkili pazar görünümündedirler. V A R modellerden elde edilen etki-tepki fonksiyonları incelendiğinde, şok fiyat değişimlerinin etkisinin illere göre, marulda 12-18; domateste ise ay içinde atlatıldığı anlaşılmaktadır. Ravallion'un pazar entegrasyonun düzeyini belirlemede kullandığı dinamik model tek bir lider pazarın varlığını gerektirdiğinden, söz konusu modele dayalı analiz, marul ve domates için uygulanamamıştır. Üç ürün ve altı il bazında yapılan bu inceleme sonucunda, üretimin belirli il ve bölgelerde yoğunlaştığı ürünlerde pazar entegrasyonu düzeyinin de arttığı görülmektedir. Marul üretim bölgelerinin dağınık ve fazla olmasının, bu üründe fiyatların limona göre daha bağımsız hareket etmesinde etkili olduğu söylenebilir. Limonda ise en önemli üretici ve ihracatçı bölgenin Çukurova olması Adana'nın lider pazar olmasında etkili olmuştur. Lider pazarların üretici il pazarları olması, üretimdeki dalgalanmaların fiyat hareketlerinin oluşumundaki etkisini onaya koymaktadır. Talep esnekliği düşük ve çabuk bozulan nitelikteki tarım ürünleri için bu bulgunun beklenilen ile uyumlu olduğu ifade edilebilir. Ele alınan limon perakende pazarları arasında uzun dönemde de olsa entegrasyonun sağlanması, söz konusu pazarın performansı hakkında olumlu bir göstergedir. Ancak, kısa dönemde, ayrıca İstanbul ve İzmir için uzun dönemde, entegrasyon hipotezlerinin reddedildiği de dikkate alınmalıdır. Türkiye tarım ürünleri pazarında entegrasyon eksikliğinden doğan etkinlik kayıplarının belirlenip sayısallaştırabilmesi için, fiyat ve pazar entegras>onu analizine yönelik çalışmaların tüm ürünleri kapsayacak şekilde yaygınlaşması ve her bir ürün için yapılacak araştırmaların çok daha ayrıntılı şekilde ele alınması gerekmekledir. Bu araştırmaların sonuçları. tarım ürünlerinde pazarlama performansının arttırılmasına yönelik çalışmalar için önemli temel oluşturacaktır. D İ M htlp:w wvv.lbreigntrade.gov.tr Endcrs. W Applied Econometric Time Serics. John W i ley & Sons. İne. Erkal. S.. Şafak A Türkiye'de Yaş Meyve ve Sebze Pazarlaması. TOK Dergisi Sayı: 59. Ankara. G re e ne. VV.H Econometric Analysis. 2nd Ed.. Mac mi İlan Publ.t'o.. Ncw York. IG E M E, Sektör Profilleri, w v\w.igcine.org.tr Karahan Rclaciones Dinamicas y Prediccion de kıs Precios Kcgionalcs del Mai/ en Espana. Masler Tezi. IA M Z - O IIE \M. Zarago/a. Ispanya. K IIG M Köy Hizmetler larsus Araştırma Enstitüsü Yıllığı Genel Yayın No: 206. Rapor Seri No: 140. I arsus Ruvallion. M Icsting Market Inlegration, American Journal of Agricullural Economics. 68. s: I Sanjuan. A.E Integracion Espacial de los Mereados dc Porcino Europcos, Mas ter Te/i. IAM Z. CIIIEAM. Zaragoza. Sims. C Macrueeonomies and Reality Econometrica 48 (Jan. 1980) Takaya ma. T., Judge. G G Eq u i I i brium among Spalially Seperated Markels: Reformulalion Eeoııomelriea 32: Yurdakul. O.. Emeksiz. E. Şengül. S.. Çökmez N larım Ürünleri İç ve Dış Pazarlaması wvvw.zmo.org.tr etkiniikler/5tk02/07.pdf Kay naklar: A bak. k._ Erkan. O.. Eser. B.. Ilallorun. N. Yanmaz. R.. San. N. Ekiz. II. Sebze Tarımında 2000'lerdc liretim Hedefleri. Teknik Kongre AK1B Turunçgil Dünyası. Akdeniz İhracatçılar Birliği. İçel. s.23. Coole>. T F.. LeRoy. S.E Alhcorctical macroccononıcirics: a eritipue. Journal of Monateıy Lconoınies Darnell. A.C.. Evans. J.L The Liınils of Lconoınelrics. USA. DİE Tarımsal Yapı ve liretim. 332

The Relation among retail price main of consumption center of fruit and vegetables and Region of Mediterranean (Turkey) : Test of Market Integration

The Relation among retail price main of consumption center of fruit and vegetables and Region of Mediterranean (Turkey) : Test of Market Integration MPRA Munich Personal RePEc Archive The Relation among retail price main of consumption center of fruit and vegetables and Region of Mediterranean (Turke) : Test of Market Integration Seval Mutlu and Erkan

Detaylı

TÜRKİYE BUĞDAY ÜRETİMİNDE TARIM BÖLGELERİNE AİT ARZ ESNEKLİKLERİNİN TESPİTİ ÜZERİNE BİR ARAŞTIRMA

TÜRKİYE BUĞDAY ÜRETİMİNDE TARIM BÖLGELERİNE AİT ARZ ESNEKLİKLERİNİN TESPİTİ ÜZERİNE BİR ARAŞTIRMA TÜRKİYE BUĞDAY ÜRETİMİNDE TARIM BÖLGELERİNE AİT ARZ ESNEKLİKLERİNİN TESPİTİ ÜZERİNE BİR ARAŞTIRMA Doç Dr. Fahri YAVUZ 1 Yrd. Doç Dr. Vedat DAĞDEMİR 1 Zir. Yük. Müh. Okan DEMİR 2 1. GİRİŞ Buğday üretimi,

Detaylı

Türkiye deki İş Kazalarının Box-Jenkins Tekniği ile İncelenmesi. Doç. Dr. Arzu ALTIN YAVUZ Ar. Gör. Barış ERGÜL Ar. Gör. Ebru GÜNDOĞAN AŞIK

Türkiye deki İş Kazalarının Box-Jenkins Tekniği ile İncelenmesi. Doç. Dr. Arzu ALTIN YAVUZ Ar. Gör. Barış ERGÜL Ar. Gör. Ebru GÜNDOĞAN AŞIK Türkiye deki İş Kazalarının Box-Jenkins Tekniği ile İncelenmesi Doç. Dr. Arzu ALTIN YAVUZ Ar. Gör. Barış ERGÜL Ar. Gör. Ebru GÜNDOĞAN AŞIK Sunu Planı Giriş Bu bölümde İş Sağlığı ve Güvenliği ile ilgili

Detaylı

S.Ü. Ziraat Fakültesi Dergisi 18(34): (2004) KONYA İLİNDE KIRMIZI ET FİYATLARINDAKİ GELİŞMELER

S.Ü. Ziraat Fakültesi Dergisi 18(34): (2004) KONYA İLİNDE KIRMIZI ET FİYATLARINDAKİ GELİŞMELER S.Ü. Ziraat Fakültesi Dergisi 18(34): (24) 35-4 KONYA İLİNDE KIRMIZI ET FİYATLARINDAKİ GELİŞMELER Arzu KAN Mithat DİREK Selçuk Üniversitesi, Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Bölümü,Konya ÖZET Bu çalışmada,

Detaylı

Eğitim / Danışmanlık Hizmetinin Tanımı

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

Detaylı

Fındık Arz Fonksiyonu Tahmin Modeli: Türkiye Üzerine Ekonometrik Bir Uygulama

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

Detaylı

2017 YILI İLK ÇEYREK GSYH BÜYÜMESİNİN ANALİZİ. Zafer YÜKSELER. (19 Haziran 2017)

2017 YILI İLK ÇEYREK GSYH BÜYÜMESİNİN ANALİZİ. Zafer YÜKSELER. (19 Haziran 2017) 2017 YILI İLK ÇEYREK GSYH BÜYÜMESİNİN ANALİZİ Zafer YÜKSELER (19 Haziran 2017) TÜİK, 2017 yılı ilk çeyreğine ilişkin GSYH büyüme hızını yüzde 5 olarak açıklamıştır. Büyüme hızı, piyasa beklentileri olan

Detaylı

TÜRKİYE ET ÜRETİMİNDE BÖLGELER ARASI YAPISAL DEĞİŞİM ÜZERİNE BİR ANALİZ

TÜRKİYE ET ÜRETİMİNDE BÖLGELER ARASI YAPISAL DEĞİŞİM ÜZERİNE BİR ANALİZ TÜRKİYE ET ÜRETİMİNDE BÖLGELER ARASI YAPISAL DEĞİŞİM ÜZERİNE BİR ANALİZ Arş. Gör. Atilla KESKİN 1 Arş.Gör. Adem AKSOY 1 Doç.Dr. Fahri YAVUZ 1 1. GİRİŞ Türkiye ekonomisini oluşturan sektörlerin geliştirilmesi

Detaylı

TEPGE BAKIŞ Temmuz 2011 / ISSN: 1303 8346 / Nüsha: 1

TEPGE BAKIŞ Temmuz 2011 / ISSN: 1303 8346 / Nüsha: 1 TARIMSAL EKONOMİ VE POLİTİKA GELİŞTİRME ENSTİTÜSÜ TEPGE BAKIŞ Temmuz 2011 / ISSN: 1303 8346 / Nüsha: 1 TARIM ÜRÜNLERİ FİYATLARINDA MEVSİMSEL DALGALANMALAR Kübra TAŞDEMİR TEPGE Dr. Kemalettin TAŞDAN TEPGE

Detaylı

Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş

Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş Zaman Serileri Ekonometrisine Giriş Yöney Özbağlanım Modeli Ekonometri 2 Konu 27 Sürüm 2,0 (Ekim 2011) UADMK Açık Lisans Bilgisi İşbu belge, Creative Commons Attribution-Non-Commercial ShareAlike 3.0 Unported

Detaylı

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

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

Detaylı

KAHRAMANMARAŞ SEMPOZYUMU 1239 KAHRAMANMARAŞ'TA SEBZE TARIMININ MEVCUT DURUMU, PROJEKSİYONLAR VE ÖNERİLER

KAHRAMANMARAŞ SEMPOZYUMU 1239 KAHRAMANMARAŞ'TA SEBZE TARIMININ MEVCUT DURUMU, PROJEKSİYONLAR VE ÖNERİLER KAHRAMANMARAŞ SEMPOZYUMU 1239 KAHRAMANMARAŞ'TA SEBZE TARIMININ MEVCUT DURUMU, PROJEKSİYONLAR VE ÖNERİLER İsmail Güvenç* I. Kahramanmaraş'ta Sebze Tarımı 1Giriş Ülkemiz nüfusu, son sayıma göre 67 milyon

Detaylı

KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ. Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN

KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ. Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN KORELASYON VE REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. Bahar TAŞDELEN Günlük hayattan birkaç örnek Gelişim dönemindeki bir çocuğun boyu ile kilosu arasındaki ilişki Bir ailenin tükettiği günlük ekmek sayısı ile ailenin

Detaylı

Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ

Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ I Doç. Dr. Dilek ALTAŞ İSTATİSTİKSEL ANALİZ II Yayın No : 2845 Teknik Dizisi : 158 1. Baskı Şubat 2013 İSTANBUL ISBN 978-605 - 377 868-4 Copyright Bu kitabın bu basısı için Türkiye deki yayın hakları BETA

Detaylı

ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ DÖNEM PROJESİ TAŞINMAZ DEĞERLEMEDE HEDONİK REGRESYON ÇÖZÜMLEMESİ. Duygu ÖZÇALIK

ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ DÖNEM PROJESİ TAŞINMAZ DEĞERLEMEDE HEDONİK REGRESYON ÇÖZÜMLEMESİ. Duygu ÖZÇALIK ANKARA ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ DÖNEM PROJESİ TAŞINMAZ DEĞERLEMEDE HEDONİK REGRESYON ÇÖZÜMLEMESİ Duygu ÖZÇALIK GAYRİMENKUL GELİŞTİRME VE YÖNETİMİ ANABİLİM DALI ANKARA 2018 Her hakkı saklıdır

Detaylı

Ferhan Hoştürk Kaygısız * The Intermediar Margins of Slaughtered Cattles and Cattle Meat at İstanbul Livestock Market

Ferhan Hoştürk Kaygısız * The Intermediar Margins of Slaughtered Cattles and Cattle Meat at İstanbul Livestock Market İSTANBUL DA KASAPLIK SIĞIR VE SIĞIR ETİ PAZARLAMASINDA ARACI MARJLARI Ferhan Hoştürk Kaygısız * The Intermediar Margins of Slaughtered Cattles and Cattle Meat at İstanbul Livestock Market Summary: In this

Detaylı

BİYOİSTATİSTİK Korelasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH

BİYOİSTATİSTİK Korelasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH BİYOİSTATİSTİK Korelasyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Aslı SUNER KARAKÜLAH Ege Üniversitesi, Tıp Fakültesi, Biyoistatistik ve Tıbbi Bilişim AD. Web: www.biyoistatistik.med.ege.edu.tr 1 Bir değişkenin değerinin,

Detaylı

B T A n a l o g T r a n s m i t t e r. T e k n i k K ı l a v u z u. R e v 1. 2

B T A n a l o g T r a n s m i t t e r. T e k n i k K ı l a v u z u. R e v 1. 2 B T - 111 A n a l o g T r a n s m i t t e r T e k n i k K ı l a v u z u R e v 1. 2 1. Ö N G Ö R Ü N Ü M, Ü S T Ü N L Ü K L E R İ VE Ö Z E L L İ K L E R İ M i k r o k o n t r o l ö r t a b a n l ı BT- 111

Detaylı

Sağlık Kuruluşlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel

Sağlık Kuruluşlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel Sağlık Kuruluşlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel Uygulamalar YRD. DOÇ. DR. EMRE ATILGAN TRAKYA ÜNİVERSİTESİ SAĞLIK YÖNETİMİ BÖLÜMÜ Sağlık Kurumlarında Maliyet Yönetimi ve Güncel Uygulamalar Sunum Planı:

Detaylı

TÜRKİYE ODALAR VE BORSALAR BİRLİĞİ

TÜRKİYE ODALAR VE BORSALAR BİRLİĞİ Sayfa 1 Gözden Geçirme Notları 2011 Yılı (1. Tahmin Sonuçlarına göre) Bitkisel Üretim ve Bitkisel Ürün Denge İstatistikleri I. Bitkisel Üretim Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından 26/08/2011 tarihinde

Detaylı

Türkiye de Tarımsal Üretim ile Tarımsal Kredi Kullanımı Arasındaki Nedensellik İlişkisi

Türkiye de Tarımsal Üretim ile Tarımsal Kredi Kullanımı Arasındaki Nedensellik İlişkisi Araştırma Makalesi / Research Article Iğdır Üni. Fen Bilimleri Enst. Der. / Iğdır Univ. J. Inst. Sci. & Tech. 4(1): 67-72, 2014 Iğdır Üniversitesi Fen Bilimleri Enstitüsü Dergisi Iğdır University Journal

Detaylı

İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ...

İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 1.1. Regresyon Analizi... 1 1.2. Uygulama Alanları ve Veri Setleri... 2 1.3. Regresyon Analizinde Adımlar... 3 1.3.1. Problemin İfadesi... 3 1.3.2. Konu ile İlgili Potansiyel

Detaylı

Kurumsal Şeffaflık, Firma Değeri Ve Firma Performansları İlişkisi Bist İncelemesi

Kurumsal Şeffaflık, Firma Değeri Ve Firma Performansları İlişkisi Bist İncelemesi T.C İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ Sosyal Bilimler Enstitüsü İşletme Anabilim Dalı Finans Bilim Dalı Yüksek Lisans Tezi Özeti Kurumsal Şeffaflık, Firma Değeri Ve Firma Performansları İlişkisi Bist İncelemesi Prof.

Detaylı

TÜRKİYE ODALAR VE BORSALAR BİRLİĞİ

TÜRKİYE ODALAR VE BORSALAR BİRLİĞİ Sayfa 1 Gözden Geçirme Notları 2010 Yılı Bitkisel Üretim ve Bitkisel Ürün Denge İstatistikleri I. Bitkisel Üretim Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından 25/03/2011 tarihinde açıklanan, 2010 yılı Bitkisel

Detaylı

TÜRKİYE DE TARIMIN GELECEĞİ ve AVANTAJLAR

TÜRKİYE DE TARIMIN GELECEĞİ ve AVANTAJLAR TÜRKİYE DE TARIMIN GELECEĞİ ve AVANTAJLAR Halil AGAH Kıdemli Kırsal Kalkınma Uzmanı 22 Kasım 2016, İSTANBUL 1 2 SUNUM PLANI TARIMDA KÜRESELLEŞME TÜRK TARIM SEKTÖRÜ VE SON YILLARDAKİ GELİŞMELER TARIMDA

Detaylı

A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri

A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri Durum I: Kırılma Tarihinin Bilinmesi Durumu Kırılmanın bilinen bir tarihte örneğin tarihinde olduğunu önceden bilinmesi durumunda uygulanır. Örneğin,

Detaylı

ZAMAN SERİLERİNDE AYRIŞTIRMA YÖNTEMLERİ

ZAMAN SERİLERİNDE AYRIŞTIRMA YÖNTEMLERİ ZAMAN SERİLERİNDE AYRIŞTIRMA YÖNTEMLERİ 1 A. GİRİŞ Gözlemlerin belirli bir dönem için gün, hafta, ay, üç ay, altı ay, yıl gibi birbirini izleyen eşit aralıklarla yapılması ile elde edilen seriler zaman

Detaylı

İçindekiler kısa tablosu

İçindekiler kısa tablosu İçindekiler kısa tablosu Önsöz x Rehberli Tur xii Kutulanmış Malzeme xiv Yazarlar Hakkında xx BİRİNCİ KISIM Giriş 1 İktisat ve ekonomi 2 2 Ekonomik analiz araçları 22 3 Arz, talep ve piyasa 42 İKİNCİ KISIM

Detaylı

İktisat Anabilim Dalı- Tezsiz Yüksek Lisans (Uzaktan Eğitim) Programı Ders İçerikleri

İktisat Anabilim Dalı- Tezsiz Yüksek Lisans (Uzaktan Eğitim) Programı Ders İçerikleri İktisat Anabilim Dalı- Tezsiz Yüksek Lisans (Uzaktan Eğitim) Programı Ders İçerikleri 1. Yıl - Güz 1. Yarıyıl Ders Planı Mikroekonomik Analiz I IKT751 1 3 + 0 8 Piyasa, Bütçe, Tercihler, Fayda, Tercih,

Detaylı

SPATIAL STATISTICAL ANALYSIS OF THE EFFECTS OF URBAN FORM INDICATORS ON ROAD-TRAFFIC NOISE EXPOSURE OF A CITY IN SOUTH KOREA

SPATIAL STATISTICAL ANALYSIS OF THE EFFECTS OF URBAN FORM INDICATORS ON ROAD-TRAFFIC NOISE EXPOSURE OF A CITY IN SOUTH KOREA SPATIAL STATISTICAL ANALYSIS OF THE EFFECTS OF URBAN FORM INDICATORS ON ROAD-TRAFFIC NOISE EXPOSURE OF A CITY IN SOUTH KOREA Hunjae Ryu, In Kwon Park, Bum Seok Chun, Seo Il Chang Güney Kore de Bir Kentin

Detaylı

İstatistik ve Olasılık

İstatistik ve Olasılık İstatistik ve Olasılık KORELASYON ve REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. İrfan KAYMAZ Tanım Bir değişkenin değerinin diğer değişkendeki veya değişkenlerdeki değişimlere bağlı olarak nasıl etkilendiğinin istatistiksel

Detaylı

İKİNCİ ÖĞRETİM SAĞLIK KURUMLARI YÖNETİMİ VE EKONOMİSİ TEZSİZ YÜKSEK LİSANS PROGRAMI

İKİNCİ ÖĞRETİM SAĞLIK KURUMLARI YÖNETİMİ VE EKONOMİSİ TEZSİZ YÜKSEK LİSANS PROGRAMI İKİNCİ ÖĞRETİM SAĞLIK KURUMLARI YÖNETİMİ VE EKONOMİSİ TEZSİZ YÜKSEK LİSANS PROGRAMI Anabilim Dalı: İşletme PROGRAMIN TANIMI: Son yıllarda dünyada Sağlık yönetimi ya da Sağlık İdaresi yüksek lisans eğitim

Detaylı

iktisaoa GiRiş 7. Ürettiği mala ilişkin talebin fiyat esnekliği değeri bire eşit olan bir firma, söz konusu

iktisaoa GiRiş 7. Ürettiği mala ilişkin talebin fiyat esnekliği değeri bire eşit olan bir firma, söz konusu 2009 BS 3204-1. şağıdakilerden hangisi dayanıksız mal veya hizmet grubu içerisinde ~ almaz? iktiso GiRiş 5. Gelirdeki bir artış karşısında talebi azalan mallara ne ad verili r? ) Benzin B) Mum C) Ekmek

Detaylı

Tarım Ekonomisi. viii

Tarım Ekonomisi. viii İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ İÇİNDEKİLER iii v BİRİNCİ BÖLÜM 1. TARIM EKONOMİSİNE GİRİŞ 1 1.1. Ekonomik Faaliyetler 2 1.1.1. Üretim 2 1.1.2. Mübadele 3 1.1.3. Tüketim 4 1.2. Tarım Ekonomisi ve Kapsamı 4 1.2.1. Tanımı

Detaylı

TURUNÇGİL FİYATLARININ ANALİZİ. B. Özkan* S.A. Hatırlı** H. Akçaöz*** C.F. Karadeniz***

TURUNÇGİL FİYATLARININ ANALİZİ. B. Özkan* S.A. Hatırlı** H. Akçaöz*** C.F. Karadeniz*** TURUNÇGİL FİYATLARININ ANALİZİ B. Özkan* S.A. Hatırlı** H. Akçaöz*** C.F. Karadeniz*** ÖZET Bu çalışmada, portakal, limon ve mandarinde çiftçi eline geçen fiyatlardaki gelişmeler 1982-1998 dönemi için

Detaylı

ENFLASYON VE PARA İKAMESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN EKONOMETRİK BİR ANALİZ (1994:01-2009:12)

ENFLASYON VE PARA İKAMESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN EKONOMETRİK BİR ANALİZ (1994:01-2009:12) ENFLASYON VE ARA İKAMESİ İLİŞKİSİ: TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN EKONOMETRİK BİR ANALİZ (1994:01-2009:12) Taha Bahadır SARAÇ Niğde Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi İktisat Bölümü, Niğde E-posta:

Detaylı

DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ

DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL SINIRLAMALARIN TESTİ t testi F testi Diğer testler: Chow testi MWD testi DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ Benzerlik Oranı Testi Lagrange Çarpanı

Detaylı

Türkiye ve Brezilya da Beklentilerin Enflasyon Tahminine Etkisi

Türkiye ve Brezilya da Beklentilerin Enflasyon Tahminine Etkisi Türkiye ve Brezilya da Beklentilerin Enflasyon Tahminine Etkisi CEM ÇAKMAKLI K O Ç Ü N İ V E R S İ T E S İ, A M S T E R D A M Ü N İ V E R S İ T E S İ, KU- T U S İ A D E A F Türkiye de Enflasyon Dinamikleri:

Detaylı

TRAKYA BÖLGESİNDE BAZI ŞARAPLIK UZUM ÇEŞİTLERİNİN EKONOMİK ANALİZİ

TRAKYA BÖLGESİNDE BAZI ŞARAPLIK UZUM ÇEŞİTLERİNİN EKONOMİK ANALİZİ Türkiye 2. Tarmı Ekonomisi Kongresi, Eylül 1996 -A d ana Cilt: / Sayfa: 185 TRAKYA BÖLGESİNDE BAZI ŞARAPLIK UZUM ÇEŞİTLERİNİN EKONOMİK ANALİZİ Dr.Salan YÜKSEL D ELİCE' Prof. Dr. Erdoğan OKTA Y2 1. GİRİŞ

Detaylı

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

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

Detaylı

VAR (Vektör Otoregresyon) ile Pamuk Fiyatlarının Geleceği

VAR (Vektör Otoregresyon) ile Pamuk Fiyatlarının Geleceği Türkiye V. Tarım Ekonomisi Kongresi 18-20 Eylül 2002 Erzurum VAR (Vektör Otoregresyon) ile Pamuk Fiyatlarının Geleceği Özlem KARAHAN Bülent MİRAN Ege Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü

Detaylı

DURUMSALLIK YAKLAŞIMI

DURUMSALLIK YAKLAŞIMI 1960 lı yıllarda ortaya çıkan ancak 1980 li yıllara doğru kabul gören bir yönetim teorisidir. Prof. Dr. Fatih YÜKSEL Durumsallık yaklaşımının temel savunusu; her yerde ve her koşulda genel geçerli bir

Detaylı

İstatistik ve Olasılık

İstatistik ve Olasılık İstatistik ve Olasılık -II Prof. Dr. İrfan KAYMAZ İki Ortalama Farkının Güven Aralığı Anakütle Varyansı Biliniyorsa İki ortalama arasındaki farkın dağılımına ilişkin Z değişkeni: Güven aralığı ifadesinde

Detaylı

Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında Ardışık Bağıntı (Serial Correlation) ve Değişen Varyans

Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında Ardışık Bağıntı (Serial Correlation) ve Değişen Varyans Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri II Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında

Detaylı

Zaman Serisi Verileriyle Regresyon Analizi

Zaman Serisi Verileriyle Regresyon Analizi Zaman Serisi Verileriyle Regresyon Analizi Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi Iktisat Bölümü Textbook: Introductory Econometrics (4th ed.) J. Wooldridge 13 Mart 2013 Ekonometri II: Zaman Serisi

Detaylı

ÇOKLU REGRESYON MODELİ. Bir bağımlı değişkene etki eden çok sayıda bağımsız değişkeni analize dahil ederek çoklu regresyon modeli uygulanabilir.

ÇOKLU REGRESYON MODELİ. Bir bağımlı değişkene etki eden çok sayıda bağımsız değişkeni analize dahil ederek çoklu regresyon modeli uygulanabilir. ÇOKLU REGRESYON MODELİ Bir bağımlı değişkene etki eden çok sayıda bağımsız değişkeni analize dahil ederek çoklu regresyon modeli uygulanabilir. Y=b 1 + b X + b X + u Y=b 1 + b X + b X +...+ b k X k + u

Detaylı

HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ

HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ Kastamonu Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi Nisan 2016, Sayı:12 HAM PETROL FİYATLARININ BİST 100 VE BİST ULAŞTIRMA ENDEKSLERİ İLE İLİŞKİSİ Selçuk KENDİRLİ 1 Muhammet ÇANKAYA 2 Özet:

Detaylı

14 Ekim 2012. Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi

14 Ekim 2012. Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge. 1 Yıldız Teknik Üniversitesi ÇOK DEĞİŞKENLİ REGRESYON ANALİZİ: ÇIKARSAMA Hüseyin Taştan 1 1 Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ders Kitabı: Introductory Econometrics: A Modern Approach (2nd ed.) J. Wooldridge 14 Ekim 2012 Ekonometri

Detaylı

ULUDAĞ İHRACATÇI BİRLİKLERİ GENEL SEKRETERLİĞİ AR&GE ŞUBESİ

ULUDAĞ İHRACATÇI BİRLİKLERİ GENEL SEKRETERLİĞİ AR&GE ŞUBESİ KİRAZ RAPORU ULUDAĞ İHRACATÇI BİRLİKLERİ GENEL SEKRETERLİĞİ AR&GE ŞUBESİ KASIM, 2018 1 İçindekiler 1. DÜNYA ÜRETİMİ VE TİCARETİ 1.1 DÜNYA KİRAZ ÜRETİMİ... 3 1.2 DÜNYA KİRAZ İTHALATI... 4 1.3 DÜNYA KİRAZ

Detaylı

ENERJĠ VE EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ

ENERJĠ VE EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ ENERJĠ VE EKONOMĠK BÜYÜME ĠLĠġKĠSĠ: TÜRKĠYE ÖRNEĞĠ Gökhan KARHAN 1*, Murat SĠLĠNĠR 2, Mücahit ÇAYIN 1 ve Nihat AYDENĠZ 3 1 Batman Üniversitesi, İİBF, İktisat Bölümü, Merkez Yerleşkesi, 72100 Batman 2 Batman

Detaylı

TAM REKABET PİYASASINDA DENGE FİYATININ OLUŞUMU (KISMÎ DENGE)

TAM REKABET PİYASASINDA DENGE FİYATININ OLUŞUMU (KISMÎ DENGE) Ünite 10: TAM REKABET PİYASASINDA DENGE FİYATININ OLUŞUMU (KISMÎ DENGE) Tam rekabetçi bir piyasada halen çalışmakta olan firmalar kısa dönemde normal kârın üzerinde kâr elde ediyorlarsa piyasaya yeni firmalar

Detaylı

Türkiye de işsizler artık daha yaşlı

Türkiye de işsizler artık daha yaşlı Türkiye de işsizler artık daha yaşlı Esen Çağlar, Ozan Acar, Haki Pamuk Mart 2007 2001 krizinden günümüze Türkiye ekonomisinde iki önemli yapı değişikliği birlikte yaşanmıştır. Bir yandan makroekonomik

Detaylı

Faiz Döviz Kuru İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Çalışma

Faiz Döviz Kuru İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Çalışma Faiz Döviz Kuru İlişkisi Üzerine Ampirik Bir Çalışma Bünyamin DEMİRGİL 1, Coşkun KARACA 2 Özet Faiz oranları önemli bir makroekonomik fiyat olarak ekonomi üzerinde önemli etkiler meydana getirmektedir.

Detaylı

TÜRKİYE DE BÖLGELER ARASI BİTKİSEL ÜRETİM DESENİNİN DEĞİŞİMİ ÜZERİNE BİR ANALİZ

TÜRKİYE DE BÖLGELER ARASI BİTKİSEL ÜRETİM DESENİNİN DEĞİŞİMİ ÜZERİNE BİR ANALİZ TÜRKİYE DE BÖLGELER ARASI BİTKİSEL ÜRETİM DESENİNİN DEĞİŞİMİ ÜZERİNE BİR ANALİZ Fahri YAVUZ1 1. GİRİŞ Bitkisel üretim desenini, ülkenin gerek iç tüketimi gerekse dış satımı ile ilgili ihtiyaçlarına göre

Detaylı

İSTATİSTİK STATISTICS (2+0) Yrd.Doç.Dr. Nil TOPLAN SAÜ.MÜH. FAK. METALURJİ VE MALZEME MÜH. BÖLÜMÜ ÖĞRETİM ÜYESİ ÖĞRETİM YILI

İSTATİSTİK STATISTICS (2+0) Yrd.Doç.Dr. Nil TOPLAN SAÜ.MÜH. FAK. METALURJİ VE MALZEME MÜH. BÖLÜMÜ ÖĞRETİM ÜYESİ ÖĞRETİM YILI İSTATİSTİK STATISTICS (+) Yrd.Doç.Dr. Nil TOPLAN SAÜ.MÜH. FAK. METALURJİ VE MALZEME MÜH. BÖLÜMÜ ÖĞRETİM ÜYESİ ÖĞRETİM YILI KONU BAŞLIKLARI :. İSTATİSTİĞE GİRİŞ. VERİLERİN DÜZENLENMESİ. MERKEZİ EĞİLİM ÖLÇÜLERİ.

Detaylı

YARI LOGARİTMİK MODELLERDE KUKLA DECİşKENLERİN KA TSA YıLARıNIN YORUMU

YARI LOGARİTMİK MODELLERDE KUKLA DECİşKENLERİN KA TSA YıLARıNIN YORUMU Marmara Üniversitesi U.B.F. Dergisi YIL 2005, CİLT XX, SAyı 1 YARI LOGARİTMİK MODELLERDE KUKLA DECİşKENLERİN KA TSA YıLARıNIN YORUMU Yrd. Doç. Dr. Ebru ÇACLAYAN' Arş. Gör. Burak GÜRİş" Büyüme modelleri,

Detaylı

Korelasyon, Korelasyon Türleri ve Regresyon

Korelasyon, Korelasyon Türleri ve Regresyon Korelasyon, Korelasyon Türleri ve Regresyon İçerik Korelasyon Korelasyon Türleri Korelasyon Katsayısı Regresyon KORELASYON Korelasyon iki ya da daha fazla değişken arasındaki doğrusal ilişkiyi gösterir.

Detaylı

Türkiye de Kırmızı Et Pazarlaması

Türkiye de Kırmızı Et Pazarlaması Atatürk Üniv. Ziraat Fak. 34 (4), 361-366, 2003 Türkiye de Kırmızı Et Pazarlaması Vedat DAĞDEMİR Avni BİRİNCİ Tecer ATSAN Atatürk Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Erzurum (dagdemir@atauni.edu.dr)

Detaylı

ULUDAĞ İHRACATÇI BİRLİKLERİ GENEL SEKRETERLİĞİ AR&GE ŞUBESİ

ULUDAĞ İHRACATÇI BİRLİKLERİ GENEL SEKRETERLİĞİ AR&GE ŞUBESİ KİRAZ RAPORU ULUDAĞ İHRACATÇI BİRLİKLERİ GENEL SEKRETERLİĞİ AR&GE ŞUBESİ TEMMUZ, 2017 1 İçindekiler 1. DÜNYA ÜRETİMİ VE TİCARETİ... 3 1.1 DÜNYA ÜRETİMİ... 3 1.2 DÜNYA İTHALATI... 4 1.3 DÜNYA İHRACATI...

Detaylı

Dünya Enerji Konseyi Türk Milli Komitesi TÜRKİYE 10. ENERJİ KONGRESİ ULAŞTIRMA SEKTÖRÜNÜN ENERJİ TALEBİNİN MODELLENMESİ VE SÜRDÜRÜLEBİLİR POLİTİKALAR

Dünya Enerji Konseyi Türk Milli Komitesi TÜRKİYE 10. ENERJİ KONGRESİ ULAŞTIRMA SEKTÖRÜNÜN ENERJİ TALEBİNİN MODELLENMESİ VE SÜRDÜRÜLEBİLİR POLİTİKALAR Dünya Enerji Konseyi Türk Milli Komitesi TÜRKİYE 1. ENERJİ KONGRESİ ULAŞTIRMA SEKTÖRÜNÜN ENERJİ TALEBİNİN MODELLENMESİ VE SÜRDÜRÜLEBİLİR POLİTİKALAR Özgür BAŞKAN, Soner HALDENBİLEN, Halim CEYLAN Pamukkale

Detaylı

İYİ TARIM UYGULAMALARI VE EUREPGAP. Prof. Dr. Emine Olhan Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü

İYİ TARIM UYGULAMALARI VE EUREPGAP. Prof. Dr. Emine Olhan Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü İYİ TARIM UYGULAMALARI VE EUREPGAP Prof. Dr. Emine Olhan Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü TARIMDA DEĞİŞİM Dünyada 1970 li yıllarda; Tüketicilerin bilinçlenmesi, 1990 lı yıllarda

Detaylı

FİNANSAL RİSK ANALİZİNDE KARMA DAĞILIM MODELİ YAKLAŞIMI * Mixture Distribution Approach in Financial Risk Analysis

FİNANSAL RİSK ANALİZİNDE KARMA DAĞILIM MODELİ YAKLAŞIMI * Mixture Distribution Approach in Financial Risk Analysis FİNANSAL RİSK ANALİZİNDE KARMA DAĞILIM MODELİ YAKLAŞIMI * Mixture Distribution Approach in Financial Risk Analysis Keziban KOÇAK İstatistik Anabilim Dalı Deniz ÜNAL İstatistik Anabilim Dalı ÖZET Son yıllarda

Detaylı

Tarımda Kontrollü Üretim Ve İzlenebilirlik

Tarımda Kontrollü Üretim Ve İzlenebilirlik Tarımda Kontrollü Üretim Ve İzlenebilirlik Bestnet 2008 Türkiye de Yaş Meyve Sebze Üretim Potansiyeli 43 Milyon Ton Yaş Meyve Sebze Üretimi Dünya sıralamasında 4. 1 Milyar $ İhracat Antalya da Yaş Meyve

Detaylı

Tarım Ekonomisi ve İşletmeciliği

Tarım Ekonomisi ve İşletmeciliği Tarım Ekonomisi ve İşletmeciliği Doç.Dr.Tufan BAL 4.Bölüm Tarım Politikası Not: Bu sunuların hazırlanmasında büyük oranda Prof.Dr.İ.Hakkı İnan ın Tarım Ekonomisi ve İşletmeciliği Kitabından faydalanılmıştır.

Detaylı

TÜRKİYE DE MEYVECİLİĞİN DURUMU

TÜRKİYE DE MEYVECİLİĞİN DURUMU TÜRKİYE DE MEYVECİLİĞİN DURUMU Birçok meyve türünün ana vatanı ve bağ-bahçe kültürünün beşiği olan ülkemizde hem yabani olarak hem de kültüre alınmış meyve türlerinin sayısı 75 in üzerindedir. Türkiye

Detaylı

2016 YILI I.DÖNEM AKTÜERLİK SINAVLARI EKONOMİ

2016 YILI I.DÖNEM AKTÜERLİK SINAVLARI EKONOMİ SORU 1: Aşağıdakilerden hangisi/hangileri tüm dünyada görülen artan işsizlik oranını açıklamaktadır? I. İşsizlik yardımı miktarının arttırılması II. Sendikalaşma oranında azalma III. İşgücü piyasında etkin

Detaylı

TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ TÜRKİYE DE ENERJİ TÜKETİMİ, EKONOMİK BÜYÜME VE CARİ AÇIK İLİŞKİSİ Rüstem YANAR Yrd.Doç.Dr., Gaziantep Üniv. İİBF, İktisat Bölümü E-posta: yanar@gantep.edu.tr Güldem KERİMOĞLU Gaziantep Üniv. SBE E-posta:

Detaylı

DIŞ TİCARETTE KÜRESEL EĞİLİMLER VE TÜRKİYE EKONOMİSİ

DIŞ TİCARETTE KÜRESEL EĞİLİMLER VE TÜRKİYE EKONOMİSİ DIŞ TİCARETTE KÜRESEL EĞİLİMLER VE TÜRKİYE EKONOMİSİ (Taslak Rapor Özeti) Faruk Aydın Hülya Saygılı Mesut Saygılı Gökhan Yılmaz Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Araştırma ve Para Politikası Genel Müdürlüğü

Detaylı

TÜTÜN ÜRETİMİNDE KALİTENİN GAYRİSAFİ ÜRETİM DEĞERİ ÜZERİNE ETKİSİNİN FONKSİYONEL ANALİZİ 2. TÜTÜN ÜRETİMİNDE KALİTEYİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER

TÜTÜN ÜRETİMİNDE KALİTENİN GAYRİSAFİ ÜRETİM DEĞERİ ÜZERİNE ETKİSİNİN FONKSİYONEL ANALİZİ 2. TÜTÜN ÜRETİMİNDE KALİTEYİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER Türkiye 2. Tarım Ekonomisi Kongresi, 4-6 Eylül 1996 - Adana Cilt: I S TÜTÜN ÜRETİMİNDE KALİTENİN GAYRİSAFİ ÜRETİM DEĞERİ ÜZERİNE ETKİSİNİN FONKSİYONEL ANALİZİ Yrd.Doç,Dr Adnan ÇİÇEK' A rif SEMERCİ 1. GİRİŞ

Detaylı

Stratejik Düşünce Enstitüsü Ekonomi Koordinatörlüğü

Stratejik Düşünce Enstitüsü Ekonomi Koordinatörlüğü Stratejik Düşünce Enstitüsü Ekonomi Koordinatörlüğü www.sde.org.tr ANALİZ 2014/2 2013 YILI ALTIN ANALİZİ Dr. M. Levent YILMAZ Ekonomistlerin çoğu zaman yanıldığı ve nedenini tahmin etmekte zorlandığı bir

Detaylı

Malatya İli Kayısı Üretiminde Riskin Ölçülmesi ve Riske Karşı Oluşturulabilecek Stratejiler

Malatya İli Kayısı Üretiminde Riskin Ölçülmesi ve Riske Karşı Oluşturulabilecek Stratejiler Araştırma Makalesi Ege Üniv. Ziraat Fak. Derg., 2008, 46 (1): 33-42 ISSN 1018 8851 Figen ÇUKUR 1 Gamze SANER 2 1 Dr., figencukur@hotmail.com 2 Prof. Dr., E.Ü. Ziraat Fakültesi, Tarım Ekonomisi Bölümü,

Detaylı

KENTSEL ALANLARDA TAŞINMAZ DEĞERLERİNİN BELİRLENMESİ VE KONYA ÖRNEĞİ

KENTSEL ALANLARDA TAŞINMAZ DEĞERLERİNİN BELİRLENMESİ VE KONYA ÖRNEĞİ Selçuk Üniversitesi Jeodezi ve Fotogrametri Mühendisliği Öğretiminde 30. Yõl Sempozyumu,16-18 Ekim 2002, Konya SUNULMUŞ BİLDİRİ KENTSEL ALANLARDA TAŞINMAZ DEĞERLERİNİN BELİRLENMESİ VE KONYA ÖRNEĞİ Şükran

Detaylı

BASIN DUYURUSU ŞUBAT AYI ENFLASYONU, İLERİYE YÖNELİK BEKLEYİŞLER VE FAİZ ORANLARI

BASIN DUYURUSU ŞUBAT AYI ENFLASYONU, İLERİYE YÖNELİK BEKLEYİŞLER VE FAİZ ORANLARI Sayı: 2002-21 14 Mart 2002 BASIN DUYURUSU ŞUBAT AYI ENFLASYONU, İLERİYE YÖNELİK BEKLEYİŞLER VE FAİZ ORANLARI I. GENEL DEĞERLENDİRME 1. TÜFE ve TEFE aylık artışları Şubat ayında sırasıyla yüzde 1,8 ve yüzde

Detaylı

Tablo 4- Türkiye`de Yıllara Göre Turunçgil Üretimi (Bin ton)

Tablo 4- Türkiye`de Yıllara Göre Turunçgil Üretimi (Bin ton) NARENCİYE DOSYASI Kökeni Güneydoğu Asya olan turunçgillerin, çağdaş anlamda üretimi 19. yüzyılda ABD`de başlamış ve hızla yayılmıştır. Turunçgil yetiştiriciliği dünyada 40 derece kuzey enlemi ile 40 derece

Detaylı

TMMOB ZİRAAT MÜHENDİSLERİ ODASI YAŞ MEYVE VE SEBZE SEKTÖR RAPORU

TMMOB ZİRAAT MÜHENDİSLERİ ODASI YAŞ MEYVE VE SEBZE SEKTÖR RAPORU YAŞ MEYVE VE SEBZE SEKTÖR RAPORU DÜNYADA YAŞ MEYVE VE SEBZE ÜRETİMİ FAO nun verilerine göre; 2012 yılında dünyada 57,2 milyon hektar alanda, 1,1 milyar ton yaş sebze üretimi yapılmıştır. Domates yaklaşık

Detaylı

BKİ farkı Standart Sapması (kg/m 2 ) A B BKİ farkı Ortalaması (kg/m 2 )

BKİ farkı Standart Sapması (kg/m 2 ) A B BKİ farkı Ortalaması (kg/m 2 ) 4. SUNUM 1 Gözlem ya da deneme sonucu elde edilmiş sonuçların, rastlantıya bağlı olup olmadığının incelenmesinde kullanılan istatistiksel yöntemlere HİPOTEZ TESTLERİ denir. Sonuçların rastlantıya bağlı

Detaylı

Dicle Vadisinde Pamuk Üretimi Yapan İşletmelerin Mekanizasyon Özelliklerinin Belirlenmesi Üzerine Bir Çalışma

Dicle Vadisinde Pamuk Üretimi Yapan İşletmelerin Mekanizasyon Özelliklerinin Belirlenmesi Üzerine Bir Çalışma Dicle Vadisinde Pamuk Üretimi Yapan İşletmelerin Mekanizasyon Özelliklerinin Belirlenmesi Üzerine Bir Çalışma Abdullah SESSİZ 1, M. Murat TURGUT 2, F. Göksel PEKİTKAN 3 1 Dicle Üniversitesi, Ziraat Fakültesi,

Detaylı

İspanya ve Portekiz de Tahıl ve Un Pazarı

İspanya ve Portekiz de Tahıl ve Un Pazarı İspanya ve Portekiz de Tahıl ve Un Pazarı İspanya da 120 un değirmeni olduğu bilinmektedir. Bu değirmenlerin çok büyük bir çoğunluğu yılda 2000 tonun üzerinde kapasiteyle çalışmaktadır. Pazarın yüzde 75

Detaylı

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

Meslek lisesi ve devlet lisesine giden N tane öğrenci olduğu ve bunların yıllık okul harcamalarına ait verilerin olduğu varsayılsın. KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin

Detaylı

İKTİSADİ YÖNELİM ANKETİ VE REEL KESİM GÜVEN ENDEKSİ

İKTİSADİ YÖNELİM ANKETİ VE REEL KESİM GÜVEN ENDEKSİ İKTİSADİ YÖNELİM ANKETİ VE REEL KESİM GÜVEN ENDEKSİ (Ekim 215) Reel Sektör Verileri Müdürlüğü 26 Ekim 215 28-1 28-4 28-7 28-1 29-1 29-4 29-7 29-1 21-1 21-4 21-7 21-1 211-1 211-4 211-7 211-1 212-1 212-4

Detaylı

TÜRKİYE DE KIRMIZI ET PAZARLAMASI VE FİYAT DALGALANMALARININ ÜRETİM VE TÜKETİM ÜZERİNE ETKİSİ Avni BİRİNCİ 1 Vedat DAĞDEMİR 1 Tecer ATSAN 1

TÜRKİYE DE KIRMIZI ET PAZARLAMASI VE FİYAT DALGALANMALARININ ÜRETİM VE TÜKETİM ÜZERİNE ETKİSİ Avni BİRİNCİ 1 Vedat DAĞDEMİR 1 Tecer ATSAN 1 TÜRKİYE DE KIRMIZI ET PAZARLAMASI VE FİYAT DALGALANMALARININ ÜRETİM VE TÜKETİM ÜZERİNE ETKİSİ Avni BİRİNCİ 1 Vedat DAĞDEMİR 1 Tecer ATSAN 1 I. GİRİŞ Tarımsal pazarlama, tarım ürünlerinin üreticiden hatta

Detaylı

İZMİR TİCARET ODASI EKONOMİK KALKINMA VE İŞBİRLİĞİ ÖRGÜTÜ (OECD) TÜRKİYE EKONOMİK TAHMİN ÖZETİ 2017 RAPORU DEĞERLENDİRMESİ

İZMİR TİCARET ODASI EKONOMİK KALKINMA VE İŞBİRLİĞİ ÖRGÜTÜ (OECD) TÜRKİYE EKONOMİK TAHMİN ÖZETİ 2017 RAPORU DEĞERLENDİRMESİ İZMİR TİCARET ODASI EKONOMİK KALKINMA VE İŞBİRLİĞİ ÖRGÜTÜ (OECD) TÜRKİYE EKONOMİK TAHMİN ÖZETİ 2017 RAPORU DEĞERLENDİRMESİ ULUSLARARASI İLİŞKİLER MÜDÜRLÜĞÜ MART 2018 Hazırlayan: Yağmur Özcan Uluslararası

Detaylı

MAK 210 SAYISAL ANALİZ

MAK 210 SAYISAL ANALİZ MAK 210 SAYISAL ANALİZ BÖLÜM 6- İSTATİSTİK VE REGRESYON ANALİZİ Doç. Dr. Ali Rıza YILDIZ 1 İSTATİSTİK VE REGRESYON ANALİZİ Bütün noktalardan geçen bir denklem bulmak yerine noktaları temsil eden, yani

Detaylı

TÜRKİYE DE ZEYTİNYAĞI TALEBİ : EŞANLI MODEL YAKLAŞIMI

TÜRKİYE DE ZEYTİNYAĞI TALEBİ : EŞANLI MODEL YAKLAŞIMI TÜRKİYE DE ZEYTİNYAĞI TALEBİ : EŞANLI MODEL YAKLAŞIMI Selim Adem HATIRLI* Ali Rıza AKTAŞ ÖZET Bu çalışmada,türkiye de zeytinyağı tüketimini etkileyen faktörler 1980-2000 dönemi için analiz edilmiştir.

Detaylı

Türkiye de Ticaret, Ulaşım, Finans Ve Konut Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz

Türkiye de Ticaret, Ulaşım, Finans Ve Konut Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Türkiye de Ticaret, Ulaşım, Finans Ve Konut Sektörlerindeki Büyümenin Tarım Sektöründeki Büyümeye Etkisi: Ekonometrik Bir Analiz Dr. Yüksel OKŞAK 1 1 Uludağ Üniversitesi İnegöl MYO, yukseloksak@uludag.edu.tr,

Detaylı

11.10.2015. Faktör Donatımı Teorisi (Heckscher Ohlin) Karşılaştırmalı Üstünlüklere Eleştiri. Heckscher Ohlin Modelinden Çıkartılan Teoremler

11.10.2015. Faktör Donatımı Teorisi (Heckscher Ohlin) Karşılaştırmalı Üstünlüklere Eleştiri. Heckscher Ohlin Modelinden Çıkartılan Teoremler Faktör Donatımı Teorisi (Heckscher hlin) Karşılaştırmalı Üstünlüklere Eleştiri Karşılaştırmalı üstünlükler teorisi uluslararası emek verimliliğindeki farklılıkların nedeni üzerinde durmamaktadır. Bu açığı

Detaylı

DERS BİLGİLERİ Ders Kodu Yarıyıl T+U Saat Kredi AKTS Çok Değişkenli İstatistik EKO428 Bahar Ön Koşul Dersin Dili

DERS BİLGİLERİ Ders Kodu Yarıyıl T+U Saat Kredi AKTS Çok Değişkenli İstatistik EKO428 Bahar Ön Koşul Dersin Dili DERS BİLGİLERİ Ders Kodu Yarıyıl T+U Saat Kredi AKTS Çok Değişkenli İstatistik EKO428 Bahar 3+0 3 3 Ön Koşul Yok Dersin Dili Türkçe Dersin Seviyesi Lisans Dersin Türü Seçmeli Dersi Veren Öğretim Elemanı

Detaylı

2. REGRESYON ANALİZİNİN TEMEL KAVRAMLARI Tanım

2. REGRESYON ANALİZİNİN TEMEL KAVRAMLARI Tanım 2. REGRESYON ANALİZİNİN TEMEL KAVRAMLARI 2.1. Tanım Regresyon analizi, bir değişkenin başka bir veya daha fazla değişkene olan bağımlılığını inceler. Amaç, bağımlı değişkenin kitle ortalamasını, açıklayıcı

Detaylı

7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla.

7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla. 7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla. Kaynak: TÜĐK dönemler gayri safi yurt içi hasıla düzeyi 1987-1 8680793 1987-2 9929354 1987-3 13560135 1987-4

Detaylı

İktisat Anabilim Dalı-(Tezli) Yük.Lis. Ders İçerikleri

İktisat Anabilim Dalı-(Tezli) Yük.Lis. Ders İçerikleri 1. Yıl - Güz 1. Yarıyıl Ders Planı İktisat Anabilim Dalı-(Tezli) Yük.Lis. Ders İçerikleri Mikroekonomik Analiz I IKT701 1 3 + 0 6 Piyasa, Bütçe, Tercihler, Fayda, Tercih, Talep, Maliyet, Üretim, Kar, Arz.

Detaylı

ISSN: Yıl /Year: 2017 Cilt(Sayı)/Vol.(Issue): 1(Özel) Sayfa/Page: Araştırma Makalesi Research Article

ISSN: Yıl /Year: 2017 Cilt(Sayı)/Vol.(Issue): 1(Özel) Sayfa/Page: Araştırma Makalesi Research Article VII. Bahçe Ürünlerinde Muhafaza ve Pazarlama Sempozyumu, 04-07 Ekim 2016 ISSN: 2148-0036 Yıl /Year: 2017 Cilt(Sayı)/Vol.(Issue): 1(Özel) Sayfa/Page: 173-180 Araştırma Makalesi Research Article Akdeniz

Detaylı

Yrd. Doç. Dr. Fatih TOSUNOĞLU Erzurum Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi İnşaat Mühendisliği Bölümü

Yrd. Doç. Dr. Fatih TOSUNOĞLU Erzurum Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi İnşaat Mühendisliği Bölümü Mühendislikte İstatistiksel Yöntemler Yrd. Doç. Dr. Fatih TOSUNOĞLU Erzurum Teknik Üniversitesi Mühendislik Fakültesi İnşaat Mühendisliği Bölümü 1 Araştırma sonuçlarının açıklanmasında frekans tablosu

Detaylı

KALİTE GÜVENCE SİSTEMLERİ NİN TÜRKİYE DEKİ YAYILIMININ BASS MODELİ İLE İNCELENMESİ *

KALİTE GÜVENCE SİSTEMLERİ NİN TÜRKİYE DEKİ YAYILIMININ BASS MODELİ İLE İNCELENMESİ * KALİTE GÜVENCE SİSTEMLERİ NİN TÜRKİYE DEKİ YAYILIMININ BASS MODELİ İLE İNCELENMESİ * Ar.Gör. Hakkı Okan YELOĞLU Başkent Üniversitesi, Fen-Edebiyat Fakültesi, İstatistik ve Bilgisayar Bilimleri Bölümü Bağlıca

Detaylı

BÜRO, MUHASEBE VE BİLGİ İŞLEM MAKİNELERİ İMALATI Hazırlayan M. Emin KARACA Kıdemli Uzman

BÜRO, MUHASEBE VE BİLGİ İŞLEM MAKİNELERİ İMALATI Hazırlayan M. Emin KARACA Kıdemli Uzman BÜRO, MUHASEBE VE BİLGİ İŞLEM MAKİNELERİ İMALATI Hazırlayan M. Emin KARACA Kıdemli Uzman 516 1. SEKTÖRÜN TANIMI Büro, muhasebe ve bilgi işlem makineleri imalatı ISIC Revize 3 ve NACE Revize 1 sınıflandırmasına

Detaylı

Koşullu Öngörümleme. Bu nedenle koşullu öngörümleme gerçekleştirilmelidir.

Koşullu Öngörümleme. Bu nedenle koşullu öngörümleme gerçekleştirilmelidir. Koşullu Öngörümleme Ex - ante (tasarlanan - umulan) öngörümleme söz konusu iken açıklayıcı değişkenlerin hatasız bir şekilde bilindiği varsayımı gerçekçi olmayan bir varsayımdır. Çünkü bazı açıklayıcı

Detaylı

Zaman Serileri. IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören

Zaman Serileri. IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören Zaman Serileri IENG 481 Tahmin Yöntemleri Dr. Hacer Güner Gören Zaman Serisi nedir? Kronolojik sırayla elde edilen verilere sahip değișkenlere zaman serisi adı verilmektedir. Genel olarak zaman serisi,

Detaylı

BÖLÜM 3 KURAMSAL ÇATI VE HİPOTEZ GELİŞ

BÖLÜM 3 KURAMSAL ÇATI VE HİPOTEZ GELİŞ BÖLÜM 3 KURAMSAL ÇATI VE HİPOTEZ GELİŞ İŞTİRME Araştırma rma SüreciS 1.Gözlem Genel araştırma alanı 3.Sorunun Belirlenmesi Sorun taslağının hazırlanması 4.Kuramsal Çatı Değişkenlerin açıkça saptanması

Detaylı

RUS TÜRK İŞADAMLARI BİRLİĞİ (RTİB) AYLIK EKONOMİ RAPORU. Rusya ekonomisindeki gelişmeler: Aralık Rusya Ekonomisi Temel Göstergeler Tablosu

RUS TÜRK İŞADAMLARI BİRLİĞİ (RTİB) AYLIK EKONOMİ RAPORU. Rusya ekonomisindeki gelişmeler: Aralık Rusya Ekonomisi Temel Göstergeler Tablosu RUS TÜRK İŞADAMLARI BİRLİĞİ (RTİB) AYLIK EKONOMİ RAPORU Rusya ekonomisindeki gelişmeler: Aralık Rusya Ekonomisi Temel Göstergeler Tablosu 11 1 13 1 * GSMH (milyar dolar) 1.9..79 1.86 1.3 1.83 1.578 1.61

Detaylı

Türkiye de Limon Fiyatlarının Analizi Ve Pazarlama Marjları

Türkiye de Limon Fiyatlarının Analizi Ve Pazarlama Marjları Türkiye de Limon Fiyatlarının Analizi Ve Pazarlama Marjları Esra KADANALI 1 Rüveyda KIZILOĞLU 2 Vedat DAĞDEMĐR 1 Özet Bu çalışmada, limon pazarlama yapısı incelenmiş, 1992-2009 döneminde fiyat dalgalanmaları

Detaylı

BAZI İLLER İÇİN GÜNEŞ IŞINIM ŞİDDETİ, GÜNEŞLENME SÜRESİ VE BERRAKLIK İNDEKSİNİN YENİ ÖLÇÜMLER IŞIĞINDA ANALİZİ

BAZI İLLER İÇİN GÜNEŞ IŞINIM ŞİDDETİ, GÜNEŞLENME SÜRESİ VE BERRAKLIK İNDEKSİNİN YENİ ÖLÇÜMLER IŞIĞINDA ANALİZİ Güneş Günü Sempozyumu 99-28 Kayseri, 2-27 Haziran 1999 BAZI İLLER İÇİN GÜNEŞ IŞINIM ŞİDDETİ, GÜNEŞLENME SÜRESİ VE BERRAKLIK İNDEKSİNİN YENİ ÖLÇÜMLER IŞIĞINDA ANALİZİ Hüsamettin BULUT Çukurova Üni. Müh.

Detaylı