Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojistik Yumuşak Geçişli Otoregresif Modeli

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojistik Yumuşak Geçişli Otoregresif Modeli"

Transkript

1 EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: Özel Sayı 0 ss Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli A Nonlinear Analysis of Fiscal Solvency in Turkey: MLSTAR Muli Logisic Smooh Transiion Auoregressive Model Özgür Ömer ERSİN ÖZET İkisa yazınında mali disiplin yalnız maliye poliikaları açısından değil para poliikalarının başarısı açısından da merkezi role sahipir. Bu çalışmada, Türkiye de mali baskınlığın es edilmesinde zamanlararası büçe kısıı dahilindeki mali serilerde durağanlık eslerinden hareke edilen Hamilon ve Flavin (986), Hakkio ve Rush (99) ve Trehan ve Walsh (988) çalışmalarında vurgulanan es yönemlerinden farklı olarak doğrusal olmayan Yumuşak Geçişli Ooregresif (STAR) modelinin ikiden fazla rejimin modellenmesine olanak verecek şekilde genelleşirildiği Çoklu Lojisik STAR (MLSTAR) modelinden hareke edilmişir. MLSTAR modelinin kurulum aşamaları Luukkonnen v.d. (988) in emel alınarak gelişirilen Teräsvira (994) yaklaşımı çerçevesinde ikiden fazla rejimli modele genelleşirilmişir. Ampirik kısımda, faiz ödemeleri serisi doğrusal ADF, PP esleri, KPSS birim kök esi ve KSS doğrusal olmayan birim kök esi çerçevesinde durağanlık reddedilirken; ilgili örneklem ve veri sei için ahmin edilen MLSTAR modeli, MSE, MAE ve RMSE haa krierleri ve Diebold Mariano eşi ahmin uarlılığı esi çerçevesinde doğrusal model ve iki rejimli LSTAR modeline karşı kabul edilmişir. Türkiye de büçe poliikaları açısından önem aşıyan faiz ödemeleri serilerinde rejimler arası asimeri ve eşik ekilerinin önem aşımasına ek olarak, mali baskınlığın ve kamu borç maliyelerinin özellikle kriz dönemleri öncesinde mali sürdürülebilirliğin sağlanmasında önemli engel eşkil eiği sonuçlarına varılmışır. Anahar Kelimeler: Doğrusal olmayan zaman serisi, mali disiplin, STAR modelleri ABSTRACT In economics lieraure, fiscal discipline is no only imporan in ligh of fiscal policy, bu, i also deserves a cenral role in he success of moneary policies. In his sudy, he mehodology o es fiscal dominancy focuses on he nonlinear Muli Logisic Smooh Transiion Auoregression model (MLSTAR), which is differen han wo regime STAR models by allowing modeling fiscal variables wih more han wo regimes; and also differen han he mainsream linear saionariy esing approach of Hamilon and Flavin (986), Hakkio and Rush (99) and Trehan and Walsh (988). For he modeling seps of MLSTAR model, we generalized he wo regime STAR ype nonlineariy ess proposed among many by Teräsvira (994) based on Luukkonnen e al. (988) in order o model STAR ype addiive nonlineariy wih more han wo regimes. In he empirical secion, linear saionariy is rejeced for ineres paymens of domesic and foreign deb raio by ADF, PP and KPSS uni roo ess. Fuher, nonlinear KSS uni roo es suggess a nonlinear uni roo in he series. For he sample and variables analyzed, among nonlinear models, MLSTAR model is acceped vis-a-vis he nonlinear LSTAR model in ligh of forecas accuracy in erms of MSE, MAE, RMSE error crieria and Diebold-Mariano equal forecas accuracy ess. Accordingly, in addiion o acceping he hreshold effecs and asymeric adjusmen beween regimes in ineres paymens on deb series, which deserves special aenion on he success of budge policies; he fiscal dominance and high coss on he public deb in Turkey pu significan burden on he achievemen of fiscal solvency especially before and during he economic crises periods. Keywords: Nonlinear ime series, fiscal discipline, STAR models. GİRİŞ Mali baskınlık ikisa poliikalarının başarısında önemli bir ön koşul olup, mali sürdürülebilirliğin zayıflaması durumunda mali baskınlığın büçe disiplini açısından önemli ekileri söz konusudur. Modigliani ve Ando (960, 963), Modigliani (97), Modigliani (986), Sciovszky (94), Haberler (946), Pigou (943) ve Painkin (965) emel çalışmalarında zamanlararası büçe kısıının gözeilmediği rejimlerde serve ekileri kanalıyla fiya isikrarının sağlanmasındaki güçlüklere dikka çekilmekedir. Baskın maliye poliikaları alında ani-enflasyon poliikalar beklenenin aksine yönde sonuçlar doğurabilmekedir. Mali sürdürülebilirliğin es edilmesine yönelik yönemler içerisinde Hamilon ve Flavin, (986), Hakkio ve Rush (99) ve Trehan ve Walsh (988), zamanlararası ödeyebilirlik kısıı esleri önem aşımakadır. Faiz dışı fazla ve borç soku/gsmh serilerinde doğrusal birim kök esleri Hamilon ve Flavin (986) arafından değerlendirilmişir. Tanner ve Liu (994) Yrd.Doç.Dr., Beyken Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi, İkisa Bölümü, 4

2 Özgür Ömer ERSİN yapısal kırılma birim kök eslerini esas almakadır. Quinos (995), büçe kısıında mali seriler arasında eşümleşme analizinden hareke emekedir. Arghyrou ve Luinel (005), Wald esleri ile Yunanisan ekonomisinde yapısal kırılmalar sonucunda oluşan üç al örneklemden birincisinde büçe kısıının güçlü bir şekilde gözeildiğini; diğer iki al örneklemde ise zayıf gözeildiğini vurgulamakadır. Marini ve Piergallini (008) faiz dışı fazla ve iç borç serilerini incelerken Kirchgaessner ve Prohl (006), İsviçre ekonomisi için es eikleri modellerinde döneminde, büçe kısıı içinde yer alan serilerde durağanlığa ve mali sürdürülebilirliğe dikka çekmekedir. Aresis v.d. (004), mali serilerin Caner ve Hansen (00) doğrusal olmayan eşik birim kök meodolojisi kapsamında ek değişkenli doğrusal olmayan yapıda modellenmesini önermekedir. ABD ekonomisinde yüksek seviyeli büçe açıklarının uzun dönemde sürdürülebilir olup olmadığının incelendiği çalışmada, poliika yapıcılarının ancak borç seviyesi belli bir eşiği geçiğinde müdahale edildiğini; ancak büçe açığının uzun vadede sürdürülebilir olduğu sonucuna varmakadır. Ucum ve Wickens (997), Chorareras, Kapeanios ve Ucum (004), Bahmani (007), Bajo- Rubio, Diaz-Roldan ve Eseve (006), büçe dengesinin es edilmesinde Eşik Ooregresif (TAR) ailesi modellerin emel alındığı diğer başlıca çalışmalardır. Sollis (004) ve Ono (008) G-7 ülkelerinde maliye poliikalarının sürdürülebilirliğini es eikleri çalışmalarında, STAR ipi birim kök eslerinden hareke emişlerdir. Considine ve Gallagner (004), borç/ GSMH oranının doğrusal olmayan ESTAR modeliyle es ederken; Cipollini, Faouh ve Mouraidis (009) ve Cippollini (00) doğrusal olmayan STAR modellerinden hareke emekedir. Çalışmada, maliye poliikaları açısından zamanlararası büçe kısıında operasyonel büçe açısından önem aşıyan ne iç borç ve ne dış borç faiz ödemelerinden hareke edilmişir. Faiz ödemelerine ilişkin serilerin ercih edilmesinde, Türkiye de büçe açıklarının arığı dönemlerde aran oranlarda iç borçlara başvurulması önem aşımakadır (Bildirici ve Ersin, 008). Bu kapsamda, Hamilon ve Flavin (986) es yöneminde faiz dışı fazlaların doğrusal durağanlık esleri ile incelenmesi öne çıkmakadır. İkisa yazınında faiz dışı fazlaların bir hedef olarak ercih edilmesinin sebebi, faiz dışı fazlaların hükümelerin borç ödemelerinden sonra kendi asarruflarında olan operasyonel büçe açığı olarak değerlendirilmesidir. Yaklaşımımızda, faiz ödemelerinin arması ile hükümelerin elindeki operasyonel gelir azalırken mali baskınlığın arması rol oynamakadır (Bildirici ve Ersin, 008; Ersin, 009; Ersin, 00; Bildirici ve Ersin, 0). Dolayısıyla, hükümelerin zamanlararası büçe kısıını sağlayamamaları durumunda büçe eşdeğerliğinin sağlaması fiya seviyesindeki arışlarla gerçekleşebilmeke, maliye poliikalarında baskınlık sonucunda Ricardocu olmayan serve ekileri oraya çıkmakadır (Canzoneri v.d., 003; Aris ve Marcellino, 998). Değinilen çerçevede, ne iç borç faiz ödemelerinin ne dış borç faiz ödemelerine bölünmesiyle mali baskınlığın bir gösergesi olarak ele alınan ne faiz ödemeleri oranı serisi oluşurulmuşur. Serinin anımlanmasının ardından doğrusal ADF ve KPSS eslerinin ardından KSS doğrusal olmayan birim kök esleri çerçevesinde durağanlık esleri incelenmişir. İkinci kısımda, TAR ve STAR modelleri MLSTAR modeline genelleşirilmişir. Üçüncü kısımda, Türkiye de aylık ne iç borç faiz ödemelerinin dış borç faiz ödemelerine oranı olarak hesaplanan faiz ödemeleri serileri doğrusal ve doğrusal olmayan birim kök esleri ve doğrusal AR ve doğrusal olmayan STAR ve MLSTAR modelleri ile modellenmişir. Son olarak, STAR ve MLSTAR modelleri haa krierleri ve eşi ahmin uarlılığı esleri çerçevesinde incelenmişir.. MLSTAR MODELİ İkisa yazınında ikisadi değişkenlerin doğrusal olmayan süreçler izlediğine ilişkin eorik çalışmalar zaman içinde önem kazanmışır. Çalışmada emel alınan TAR ve STAR modelleri sıklıkla iki rejimli modellenmekedir. Öe yandan, gerek ikisa yazınında; makroikisadi değişkenlerin ikiden fazla rejimi içermesine ilişkin çıkarımlar gerekse ekonomerik modellerdeki gelişmeler çerçevesinde ikisadi değişkenlerin ikiden fazla rejimli modellenmesine olanak anıyan Eklemeli STAR modelleri içerisinde MLSTAR modeli emel alınmışır. MLSTAR modeli, örneklem uzayı ikiden fazla al örnekleme bölünmeke, rejimler arası geçişler, TAR modelindeki geçiş yapısından farklı olarak sürekli bir fonksiyon alan lojisik fonksiyon ile sağlandığı, modelin açıklayıcı gücünün en çoklandığı geçiş değişkeni ve eşik değerlerinin kullanıldığı bir modeldir. İkiden fazla rejimli STAR modelleri için başlıca çalışmalar Öcal ve Osborn (000), Sensier v.d. (00), Kesriyeli v.d. (004), Lundberg v.d. (003), Fouquau, Hurlin ve Rabaud (008) ve Colleaz ve Hurlin (006) çalışmalarıdır 3. Teräsvira v.d. (006) da Çok Lojisikli STAR modeli olarak isimlendirilen MLSTAR modeli, MRSTAR modelinden farklı olarak yerleşik STAR yapısı yerine eklemeli STAR ipi doğrusal olmamanın modellendiği bir modeldir. Teräsvira v.d. (006) çalışmasında eklemeli STAR modeli yapısına sahip MLSTAR modeli anımlanmaka, modelin Ooregressif Yapay Sinir Ağı (AR-NN) modelinin kısılı bir 4

3 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli versiyonu olacağı vurgulandığı çalışmada, MLSTAR modelinde model mimarisi seçimi ve ahmin süreçleri arışılmamışır 4. Bildirici ve Ersin (0) ve Ersin (009) çalışmalarında, Lai ve Wong (00) arafından TAR modeli ile ilişkilendirilen Sokasik Yapay Sinir Ağı modelinde (SANN) model mimarisi lojisik akivasyon fonksiyonları ile anımlanarak, kısılar alında LSTAR ve MLSTAR göserimleri incelenmekedir. MLSTAR modelinin oluşurulmasında Luukkonnen v.d. (988), Lin ve Granger (993), Granger ve Teräsvira (993) ve Teräsvira (994) STAR modeli mimarisinin oluşurulma süreci emel alınarak ek geçiş fonksiyonlu (çif rejimli) bir STAR modeli, birden fazla geçiş fonksiyonlu modele genelleşirilecekir. İki rejimli, ek geçiş fonksiyonlu LSTAR(p) yerleşik yapıda göserilirse, ( ( x; γ, α, )) x F ( x c ) y = φ x F c + φ ; γ, α, + ε () F lojisik fonksiyonu olarak anımlanırsa, ( ) ( ; γ, α, ) exp{ γ ( α = + )} F x c x c () Denklem () de paramerelere ilişkin ϕ 0 = φ, ϕ = φ φ kısıları uygulanırsa, LSTAR modeli eklemeli yapıda yazılabilmekedir, ( ;,, ) y = ϕ 0x ϕ + x F x γ α c + ε (3) Denklem (3) de, ϕ 0 ϕ F s ; γ, c x doğrusal kısım olan x ( ) doğrusal-olmayan kısım olan ile eklemeli yapıdadır. Denklemde ikinci bir doğrusal-olmayan kısım eklenirse ikiden fazla rejimli bir modele ulaşılmakadır. İki geçiş fonksiyonlu Eklemeli STAR modeli, ( ;,, ) ( x c ) y = ϕ 0x + ϕ x F x γ α c + ϕ x F ; γ, α, + ε (4) olup, geçiş fonksiyonları, ( ;,, ) exp { ( ) } x γ α = + γ α x Fi i i ci i i ci,i=,. (5) Denklem (4), k ade geçiş fonksiyonu ile genişleilirse, k lojisik fonksiyonlu, dolayısıyla, k+ rejimli göserim, k ( ;,, ) y = ϕ x + ϕ x F x γ α c + ε (6) 0 i i i i i i= ( ;,, ) exp { ( ) } x γ α = + γ α x Fi i i ci i i ci i=,,,k. (7) Denklem (6) de, girdi değişkenleri vekörü x = (, x), x ( y,..., ) y = p ; paramere vekörü ϕ 0 = ( ϕ0,0, ϕ0,,..., ϕ 0, p ) ; ve i k giderken, i inci ooregresif kısımda p inci paramere ϕ i= ( ϕi,0, ϕi,,..., ϕ ip, ), i=,,,k olarak göserilmekedir. Lojisik geçiş fonksiyonunun anımlandığı Denklem (7) de α (,..., i = αi α ip ), her iinci geçiş fonksiyonu p ade geçiş parameresine sahipir. Modelde, α i paramere vekörü ek bir geçiş değişkeni için düzenlenir ve iki rejimli STAR modellerinde göserildiği üzere bu değişkenin parameresi e normalize edilirse 5, F ( ) ( { ( )}) i, ML si ; γi, ci = + exp γi si ci i=,,,k. (8) Teräsvira (994) yapısında daha parsimonik bir göserime ulaşılmakadır. Denklem (6) yerine yazılmasıyla iki geçiş fonksiyonlu bir MLSTAR modeli, ( ;, ) ( ;, ) y = ϕ x + ϕ x F s γ c 0, ML + ϕ F s γ c + ε x (9), ML olarak göserilirken, k ade geçiş fonksiyonlu MLSTAR göserim, k ( ;, ) y = ϕ x + ϕ x F s γ c + ε (0) 0 i i, ML i i i i= biçimindedir. Denklem () de, i inci geçiş fonksiyonunda geçiş değişkeni s i x, γ i > 0 geçiş hızı paramereleri, c i eşik değerlerini gösermekedir. Her rejimde p+ paramere; doğrusal kısımın da eklenmesiyle k+ bölgesel-doğrusal kısım 6 ; k ade geçiş fonksiyonunda yine k ade γ ve c olduğundan oplam ahmin edilecek paramere sayısı (k+)(p+)+k dır. Haa eriminin ε ~i.i.d. (0, δ ) beyaz parazi süreci izlediği varsayılmışır. Modelde, γ = γ =... = γ k = 0 alında, Fi, ML ( si ; γ i, ci ) =0.5 olacağından model doğrusal AR modeline dönüşür. γ j iken ikiden fazla rejimli bir MTAR modeli; γ > 0 ve γ = γ3 = γ4 =... = γ k = 0 için LSTAR modeli; γ > 0 ve γ > 0 ve γ3 = γ4 =... = γ k = 0 sağlandığında iki geçiş fonksiyonlu Eklemeli STAR modeli elde edilmekedir. MLSTAR modelinde doğrusal olmama es döngüsü kapsamında j= den j k giderken boş önsavın ilk kabul edildiği nokada durularak parsimoninin sağlanması amaçlanacakır 7. 43

4 Özgür Ömer ERSİN.. MLST(A)R Modelinde Model Oluşurma Süreci Teräsvira (994), Lükepohl ve diğ. (005) ve Teräsvira (994, 997a, 997b) STAR modellerinde model seçim süreçleri emel alınmışır. Model seçim sürecinde küçük modelden büyük modele hareke edildiğinden, STAR modeli seçiminde, iki rejimli STAR modeli Eklemeli STAR modeline karşı sınanacakır. İki lojisik fonksiyonlu bir MLSTAR modeli, ( ;, ) ( ;, ) y = ϕ x + ϕ x F s γ c 0, ML + ϕ F s γ c + ε x (), ML iki geçiş fonksiyonu, ( ) ( γ ) = + { γ ( )} F, s ;, c exp s c i ML i i i i i i i=,. () Denklem (), γ =0 olması halinde ikinci geçiş fonksiyonu olan F,ML bir sabi değer alacağından, iki rejimli bir LST(A)R modeline dönüşmekedir 8. H0 : γ = 0önsavı alında Davies (988) nüans paramere problemi olup ikinci lojisik fonksiyonda ϕ, γ ve c paramereleri anımsızdır 9. Luukkonen v.d.(988) ve Teräsvira (994) çalışmalarında iki rejimli STAR modeli için gelişirilen yönem, ikiden fazla rejimli model için genelleşirilirse, F, ML ( s; γ, c ) geçiş fonksiyonunun γ =0 çevresinde Taylor yaklaşırımı ile model, ( ;, ) y = θ x + θ x F s γ c + β x s + v, ML (3) biçiminde göserilmekedir. Denklem (3) de,, θ paramereleri ϕ 0, ϕ paramerelerinin emsili bir fonksiyonudur. Haa erimlerinde modellenmemiş doğrusal olmama, v ε ϕ x R s ; γ, c (4) = + R s ;, c ( ) T(3) T(3) γ doğrusal olmayan bir süreç olup, boş önsavı alında modellenmemiş doğrusal olmama reddedildiğinde RT(3) ( s; γ, c ) 0 olacağından boş önsavı aynı zamanda v = ε olarak da ifade edilebilmekedir 0. Elde edilen LM() es isaisiği doğrusallık boş önsavı alında p serbeslik derecesine sahip bir asimpoik χ dağılımına uymakadır. MLSTAR modellerinde doğrusallık eslerinde üçüncü merebeden Taylor yaklaşırımı kullanılırsa. Denklem () de ikinci lojisik kısımın yerine üçüncü merebeden bir Taylor yaklaşırımı yazılabilmekedir, Ve ( ) ( ;, ) y = θ x + θ x F s γ c + β x s, ML + β x s + β x s + v (5) 3 3 θ İki rejimli STAR ipi doğrusallık boş önsavı H 0 : β i = 0, i =,,3 alında aynı zamanda H 0 : γ =0; ve H : v 0 = ε önsavları yer almakadır. Elde edilen LM(3) es isaisiği 3(p+) serbeslik derecesine sahip bir asimpoik χ dağılımına uymakadır. Doğrusal olmama esi aşamaları şöyledir: i. Doğrusal AR modelinin AIC, SC vb. bilgi krierleri ile opimum mimari seçimi, ii. doğrusal modelin haa erimlerinde Teräsvira (994) çerçevesinde STAR ipi doğrusal olmama esi SSR hesaplanması. ve STAR modeli ahmini, ( ) 0 iii. haa erimleri, paramerelere göre ürevlerin alınmasıyla gradien ve ek regresörler ile ahmin edilmesi. SSR hesaplanması, LM es isaisiğinin hesaplanması. LM es isaisiği büyük örneklemlerde 3p serbes dereceli asimpoik χ dağılımına uymakadır. Yardımcı regresyonun R sinin gözlem sayısıyla çarpılmasıyla, LM (3) = TR (6) χ Küçük örneklem için es isaisiğinin F versiyonu, ( SSR0 SSR) / m LM (3) F = SSR / ( T m n) (7) LM MLSTAR, F isaisiği m ve (T-m-n) serbeslik dereceli F dağılımına sahipir. Tes isaisiğinin oluşurulmasında, geçiş değişkeni s nin a-priori bilindiği ve s nin veri seine dahil olduğu varsayılmışır. s ikisa eorisi kapsamında a-priori belirilmemiş ise, x girdi değişkenleri sei içerisindeki değişkenler için doğrusal olmama esi ekrarlanarak açıklayıcılık gücünün en çoklandığı (p değerini en fazla düşüren) geçiş değişkeni ercih edilmekedir (Teräsvira, 994). Geçiş değişkenlerinin haa düzelme mekanizması ve rend gibi dışsal bir değişken olarak belirlenmesiyle STECM ve TVSTAR modelleri elde edilmekedir (bkz. Lükepohl, 005; Hansen ve Seo, 00; Milas ve Rohman, 004). Model mimarisi seçiminde, doğrusal olmama eslerine ek olarak ARCH-LM, Q esi, RESET yanlış anılama esi vb. diagnosik eslerle incelenmesi önem aşımakadır (Teräsvira, 994; Granger ve Teräsvira, 993, Luukkonen v.d., 988)... MLST(A)R Modelinde Rejimlerin İncelenmesi İki geçiş fonksiyonlu MLSTAR modelinde lojisik fonksiyonların uç değerleri için dör uç durum (sae) oraya çıkmakadır. Bu dör uç durum, doğrusal 44

5 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli kısımı da içermekedir. Toplamda oluşan dör durum farklı oranlarda akifleşen doğrusal olmayan ooregresif paramere sei ile gerçekleşir 3. İki lojisik fonksiyonlu bir MLST(A)R modeli, y = ϕ x + ϕ x F s ; γ, c ( ) ϕ F ( s ; γ, c ) ε 0, ML + x +, ML (8) biçimindedir. Modelde doğrusal olmayan kısımda, 3 ade ooregresif süreç, lojisik fonksiyonlar arafından belirlenen [0,] aralığında değerler için akive olmakadır, ) y = ϕ 0x + ε ) y = ϕ x + ε 3) y = ϕ x + ε Modelde, k geçiş fonksiyonlu MLST(A)R modeli k+ ade akive olabilecek regressif kısım mevcuur. Rejimlerin incelenmesi için F ve F fonksiyonlarının alacağı [0,] uç değerleri için incelenirse, Denklem (8) de yer alan iki geçiş fonksiyonlu modelde dör rejim oraya çıkmaka, ) F =0, F =0 ise y = ϕ 0x + ε ) F =, F =0 ise y = ( ϕ 0 + ϕ ) x + ε 3) F =0, F = ise y = ( ϕ 0 + ϕ ) x + ε 4) F =, F = ise y = ( ϕ 0 + ϕ + ϕ ) x + ε F fonksiyonları uç değerleri için ikisadi zaman serisinin izlediği sürecin değerlendirilmesi söz konusu olmakadır. Öe yandan, rejimlerin yorumlanması için değinilen durum s s alında geçerlidir. Kesriyeli, Osborn ve Sensier (004), geçiş değişkenleri iki geçiş fonksiyonunda da aynı değişken olduğunda bir rejimin düşeceğidir. Eşik değerlerinin olduğu varsayılırsa ve her iki geçiş fonksiyonunda geçiş değişkenleri s = s eşise, ikinci geçiş fonksiyonunda F =0 olduğunda, bu fonksiyon içindeki eşik hali hazırda daha yüksek bir değer olduğundan, birinci fonksiyonun F = değerini alması durumu oradan kalkacakır (Öcal ve Osborn, 000). Bu sebeple,. lojisikle akive olan rejim serinin nispi olarak daha düşük değerlerine karşılık gelen rejimi yakalayacakır. Geçiş değişkeni her iki fonksiyonda da aynı olursa s = s (veya ek değişkenli modelde y d = y e olduğunda) c ve c değerlerindeki kısı çerçevesinde F =0 ve F = durumunda, zaen c < c olduğundan F =0, F =0 elenmelidir. Dolayısıyla, geçiş değişkenlerinin birbiri ile aynı belirlendiği bir modelde rejim sayısı üçe düşmekedir. İkiden fazla rejimli STAR modellerinde rejimlerin incelenmesi için bkz. van Dijk ve Franses (999), Kesriyeli, Osborn ve Sensier (004), Ersin (009) Kapeanios Shin Snell (003) Birim Kök Tesi Durağanlık eslerinin emel eşkil eiği Hamilon ve Flavin (986) ve Aresis v.d., (004) çalışmalarında, mali serilerde sürdürülebilirliğin es edilmesinde birim kök esleri önem aşımakadır. Çalışmada ADF ve PP eslerine ek olarak doğrusal olmayan birim kök esi olan Kapeanios, Shin ve Snell (003) esi kullanılmışır. KSS esinde ADF ve PP birim kök eslerinden farklı olarak, I(0) durağan seri, STAR ipi doğrusal olmayan I() süreci seyreden birinci dereceden enegre sürece karşı sınanmakadır. Temel STAR modeli şöyledir, y exp = φy + γ y θyd + ε (9) { ( )} Doğrusal olmama esi için boş ve dolu önsavları H : θ = 0ve H : θ > 0 olup 0 γ > 0 dır. φ =0 varsayılırsa, modelin daha basi bir göserimi, { ( )} y exp = γ y θy d + ε (0) olup, geçiş değişkeni gecikmesi d= varsayılırsa, θ =0 çevresinde birinci merebeden Taylor yaklaşırımı ise 3 y = δy + η () olarak elde edilmekedir (Kapeanios v.d., 003). Sollis (009), KSS esinin ADF esinde olduğu gibi birinci fark gecikmelerin eklendiği göserimini arışmakadır, k 3 δ i i= y = y + y + η () Tese, δ parameresinin sıfıra eşi olması H : θ = 0 önsavı, Denklem (0) e H : δ = 0 önsavının bir yaklaşırımıdır. Boş önsav alında yer alan 0 0 θ = 0 kabul edildiğinde serinin doğrusal olmayan I() süreci izlediği sonucuna varılmakadır. KSS esinde isaisiği, = ˆ δ se..( ˆ δ) olarak hesaplanmaka, KSS esi için hesaplanan ablo kriik değerleri Kapeanios v.d. (003) ve Solis (009) çalışmalarında verilmekedir. 3. AMPİRİK SONUÇLAR 3.. Veri Veri sei aylık olup, T. C. Merkez Bankası Elekronik Veri Dağıım Siseminden (EVDS) derlenmişir. Örneklem aralığı dönemini kapsamakadır 5. Mali baskınlığın bir gösergesi olarak analiz edilmesi amaçlanan (foo) ne borçlanma faiz ödemeleri oranı serisi, foo = ifo dfo (3) olarak hesaplanmışır. Denklemde, fo =ne iç borç faiz ödemeleri, dfo =ne dış faiz ödemeleri- 45

6 Özgür Ömer ERSİN dir 6. Hesaplanan faiz ödemeleri serisinde normal dağılımın sağlanamadığı görülmüşür. foo serisi için, JB (Jarque-Berra), S ve K (Çarpıklık ve Basıklık) JB= olarak hesaplanırken, yüksek çarpıklık (s=3.64) ve basıklık (k=4) dikka çekmekedir. İkinci olarak serinin doğal logariması alınmışır, ( ) ( ) ln( foo ) = ln( ifo dfo ) = ln ifo ln dfo (4) Serinin doğal logarimasının alınmasıyla, serinin normal dağılıma yaklaşığı görülmüşür. ln( foo ) serisinin izleğinin yer aldığı Şekil de, 994 Krizi, 997, 998 ve 999 Asya, Rusya Krizleri ve 999 depremi yılları, Kasım-000 Şuba-00 ve 008 yılının orasından iibaren ağırlıkla hissedilen Küresel Bunalım dönemleri koyu renkle belirilmişir. Serinin dağılımına ilişkin veriler ise Şekil de yer almakadır. Serinin doğal logariması alınarak elde edilen lnfoo serisinin maksimum ve minimum değerleri 4.0 ve ve sandar sapması. dir. Doğal logarima (lnfoo) serisi için hesaplanan s=-0.7 olup nispeen sıfır değerine yaklaşırken k=3.73 hesaplanarak nispi olarak 3 e yaklaşmakadır. Serinin doğal logariması alınarak elde edilen K.00-S LNFOO lnfoo serisinin maksimum ve minimum değerleri 4.0 ve ve sandar sapması. dir. Doğal logarima (lnfoo) serisi için hesaplanan s= -0.7 olup nispeen sıfır değerine yaklaşırken k=3.73 hesaplanarak nispi olarak 3 e yaklaşmakadır. Tablo de Lnfoo serisine ilişkin birim kök esleri verilmekedir. ADF esinde boş önsavı lnfoo serisinin birim köke sahip olduğu iken, KPSS esinde boş önsavı serinin durağan olduğudur. ADF ve KPSS esleri sonucunda lnfoo serisinin I() birinci dereceden enegre olduğu sonucuna varılmakadır. Kapeanios, Shin ve Snell (003) KSS doğrusal 0.0;0.05; ;0.05;0.0 olmayan birim kök esinde, I(0) durağan seri, STAR ipi doğrusal olmayan I() enegre seriye karşı sınanmakadır. KSS doğrusal olmayan birim kök esi kapsamında %5 anlamlılık seviyesinde, lnfoo serisinin I(0) olduğu önsavı reddedilirken, birinci dereceden I() enegre seri olduğu sonucuna varılmakadır. Bu çerçevede analize lnfoo serisinin birinci farkı alınarak elde edilen D(lnfoo) serisi ile devam edilmesine karar verilmişir. 46

7 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli lnfoo serisinin birinci farkları olarak hesaplanan D(lnfoo) serisi için s=-0. ve k=5.60 olarak hesaplanmışır. Çarpıklığın sıfıra yaklaşığı D(lnfoo) serisi için JB es isaisiği olup, serbeslik derecelik χ () dağılımına uymakadır. D(lnfoo) serisinin normal dağılıma sahip olmamasında basıklık ölçüsünün ekili olduğu görülmüşür. D Agosino v.d. (990) SK esinde, üç farklı boş önsavı ayrı ayrı es edilmişir. Birincisi çarpıklığın 0 dan farklı olmadığı, ikincisi, basıklığın 3 en farklı olmaması, üçüncüsü, çarpıklık ve basıklığın beraber değerlendirildiği bir ese boş önsavı serinin normal dağılıma sahip olduğudur. İlk iki önsavın 3.cü ve 4. momenlere ilişkin ayrı eslerde üçüncü momenin sıfıra eşi olduğu önsav α =0.05 anlamlılık seviyesinde kabul edilirken; dördüncü momenin 3 e eşi olduğu önsav ise kabul edilememekedir. Birim ekisinden bağımsız bir es olan Shapiro- Wilk esinde W isaisiği 0.95 olarak hesaplanırken serinin normal dağılıma uyduğu reddedilmişir. Her üç normallik esi ve serinin hisogramı incelenerek, serinin normal dağılımı sağlamamasında üçüncü momenin değil, dördüncü momenin ekisi reddedilememekedir. Çalışmada sırasıyla doğrusal modelden doğrusal olmayan modellere geçilecekir Doğrusal Modelleme Aşaması STAR modellerinde model oluşurma süreçlerinde ilk aşama opimum doğrusal modelin ahmin edilmesidir. Bilgi krierleri sonuçları Tablo 3 e yer almakadır. Opimum gecikme uzunluğu AIC ve FPE bilgi krierleri arafından 6 olarak belirlenirken, HQ ve SC bilgi krierleri arafından 5 olarak seçilmekedir. Schwarz bilgi krieri esas alınarak AR(5) modeli ahmin edilmişir, y = y 0.67y 0.55y 0.36y 0.9y + ε ( 0.06) ( 0.06) ( 0.07) ( 0.07) ( 0.07) ( 0.06) (5) R = 0.39, R = 0.38, dw=.0, δ ε, AR =.06, F=30. (0.00), AIC=.89, SIC=.98, ARCH()=0.56(0.45), ARCH(5)=.70 (0.4), ARCH()=.3 (0.7), RESET=3.5(0.00), s=-0.86, k=6.3, JB=56.3 (0.00), SW=0.93 (0.00), SK=4.33, Pr(s)=(0.00), Pr(k)=(0.00) Sandar sapma değerleri () içinde verilmekedir. Diagnosik esler isaisik(olasılık) olarak raporlanmışır. Modelde, sabi erim dışında AR()-AR(5) paramereleri α =0.05 seviyesinde kabul edilmekedir. Modelin karakerisik kökleri birim dairenin içinde yer aldığından modelin durağan kabul edilmişir. Diagnosik esler kapsamında, modelin haa erimlerinde ARCH ekisi seriler aylık olduğundan. dereceye kadar ekrarlanmışır. SC bilgi krieri arafından seçilen maksimum gecikme 5 olduğundan, ve. dereceye ek olarak 5 derece için hesaplanan ARCH-LM es isaisikleri raporlanmışır. ARCH(), ARCH(5) ve ARCH() es isaisiklerinin olasılık değerleri %5 anlamlılık seviyesinde haa erimlerinde ARCH ekisinin olmadığına işare emekedir. RESET esinde es isaisiği 3.5, olasılık değeri (0.00) olarak hesaplandığından modelde yanlış anımlama olduğuna işare emekedir. RESET esinde elde edilen sonuç, gerçeke modellenememiş doğrusal olmamanın bir işarei olarak düşünülebilmekedir 8. SK çarpıklık basıklığın beraberce sınandığı ki-kare esinde aa erimlerinde normalliğin sağlanamadığı sonucuna varılmakadır. JB ve Shapiro-Wilk W isaisiğinin olasılığı 0.00 dır. Pr(s) ve Pr(k) olasılık değerleri 0.00 olup haa erimlerinin çarpıklığının sıfıra eşi olduğu önsavı ve basıklığın 3 e eşi olduğu önsavları reddedilmişir STAR Tipi Doğrusal Olmama Tesleri Teräsvira (994) STAR modeli kurulum aşamaları kapsamında AR modelinin haa erimlerinde Luukkonen v.d. (988) STAR ipi doğrusal olmama esi gerçekleşirilmişir. Tes sonuçlarının yer aldığı Tablo 4. e, AR modelinin haa erimlerinde doğrusal olmamaya ek olarak, doğrusallığın en 47

8 Özgür Ömer ERSİN güçlü reddedildiği geçiş değişkeninin belirlenmesi amaçlanmışır. STAR ipi doğrusal-olmama esinde, F isaisiğini (p değerini) maksimize (minimize) eden geçiş değerinin bulunması için es AIC arafından en uzun gecikme 6 seçildiğinden p=,,,6 gecikmeleri için ekrarlanmışır. STAR ipi doğrusal olmamanın sınandığı F esinde, doğrusallık boş önsavı H0 : β = β = β3 = 0 dır. Doğrusallığın reddedilmesini akiben model mimarisi seçimi için sırasıyla F eslerinden birincisi olan F4 esinde boş önsavı H0,4 : β 3 = 0; F3 esinde boş önsavı H0,3 : β = 0 β3 = 0 ve F esinde H0, : β = 0 β = β3 = 0 dır. F STAR ipi doğrusal olmama esi için en düşük olasılık değeri olup. gecikme için elde edilmişir. F4 esi için olasılık değeri ir. F esinde, olasılık değeri dır. ESTAR model seçiminde önem aşıyan F3 esinin olasılık değeri 0.4 olup β = 0 β3 = 0 önsavı reddedilememekedir. D(lnfoo) serisinin izlediği STAR ipi doğrusal olmayan sürecin modellenmesinde, doğrusallığın en güç İki Rejimli LSTAR Modeli Tek geçiş fonksiyonlu ve iki rejimli bir LSTAR modeli aşağıdaki gibi ahmin edilmişir, lü reddedildiği gecikme olan birinci gecikme geçiş değişkeni olarak belirlenirken, model mimarisi için LSTAR yapısı seçilmekedir. y =.40.44y.8y 0.98y 0.77 y 0.7 y R = 0.44, ( ) ( 0.47) ( 0.) ( 0.9) ( 0.8) ( 0.7) ( 0.05) + ( y + 0.6y y 4) F ( γ, y, c) + R = 0.4, dw=.05, ε, LSTAR 0.97 δ =, δε, LSTAR / δ ε, AR = 0.95, AIC=.85, SIC=3.0, JB=40.43(0.00),SW=0.944(0.00),SK=4.05(0.00),s=-0.86,k=6.0,Ol.(s)=0.00, Ol.(k)=0.00, ARCH()=0.07 (0.78), ARCH(5)=.80 (0.), ARCH()=. (0.35), RESET=0.38 (0.68). *Modelde, sandar sapma değerleri () içinde verilmekedir. Diagnosik eslerde olasılıklar ( ) içinde raporlanmışır. Haa erimlerde ARCH-LM esi. gecikmeye kadar ekrarlanmışır. q= e ek olarak SC bilgi krieri arafından maksimum gecikme olarak belirlenen q=5 ve seriler aylık olduğu için q= için hesaplanan χ ( q) isaisikleri sırasıyla 0.07,.80 ve. dir. Modelin haa erimlerinde.,. ve. dereceden ARCH ekisi olmadığı önsavları kabul edilmekedir. RESET esinde, boş önsavı modelde anımlama haasının olmadığıdır. Rese esinde, hesaplanan F isaisiği 0.38 dir. Tablo F isaisiği için, v=4- ve paydada v=85-4 ür. Tablo da a=0.05 için F(3,7,0.05)=.4 ür. Modelde yanlış anımlama olmadığı önsavı kabul edilmişir. Ancak anılama haası esi ikinci merebeden RESET esi için ekrarlanarak modelde anılama L d ( 0.57) ( 0.) ( 0.) ( 0.0) FL( γ, yd, c) = FL( 4.39, y,.07) = + exp ε ( ( y )) (.69) ( 0.0) (6) haası olduğu sonucuna varılmışır. Birçok ampirik çalışmada RESET esi sadece.ci merebeden (.ci merebe ese.ci derece üslü bağımlı değişkenlerin gecikmesi ese eklenmekedir) gerçekleşirilmekedir. RESET esi ikinci merebe için (3.cü derece erimler eklenerek) ekrarlanmışır. 3.cü merebe erimlerin eklenmesiyle F isaisiği.66 ya yükselmişir. İkinci merebe RESET esinde, daha sık uygulanan birinci merebe esin aksine a=0.05 anlamlılık seviyesinde modelde yanlış anımlama yokur önsavı reddedilmişir. Modelde 3. derece erimlerin eklenmesiyle F isaisiği yükseldiğinden, 3.derece erimlerden açıklayıcı bilgi alındığı görülmüşür. STAR ipi doğrusal olmama esinde de Taylor yaklaşırımında 48

9 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli 3.derece erimler için F esi LSTAR ipi doğrusal olmama ile ilişkilidir. Her iki es olan ARCH ve RESET eslerinde elde edilen sonuçlar, gerçeke modellenmemiş doğrusal olmamanın bir işarei olarak düşünülmüşür 0. JB esinde, haa erimlerinin normal dağılıma sahip olduğu önsavı reddedilmekedir. Benzer yapıda, Shapiro-Wilk in W isaisiği 0.94 olarak hesaplanmış olup haa erimlerinin normal dağılıma sahip olmadığı reddedilememekedir. Haa erimlerinin hisogramı incelenerek, eğrinin epesinin normal dağılım eğrisinden daha sivri olduğu görülmüşür. Modelde, k=6.0 olup, bu durum 4.cü momene gözlemlenmekedir. Öe yandan, üçüncü momen s=-0.86 dır. Çarpıklığın sıfıra eşi olduğu ve basıklığın üçe eşi olduğu önsavları es edilerek olasılıkları sırasıyla Ol.(s)=0.00 ve Ol.(k)=0.00 bulunarak reddedilmekedir. AR ve LSTAR modellerinin JB ve SW isaisikleri incelenerek, LSTAR modeli ile nispi iyileşme sağlandığı görülmekedir. Haa erimlerinin grafikleri incelenerek LSTAR modelinin poziif ve negaif aşırı değerlerin yarıya yakın kısmını elimine eiği, dolayısıyla modelin açıklanan kısmının nispi olarak arığı R ve ε, LSTAR / ε, AR görülmüşür. Modelde δ δ haa erimlerinin sandar sapmaları oranı LSTAR modelinin AR modeline karşı açıklayıcı gücünün arığına işare emekedir. Bu çerçevede, LSTAR modeliyle, AR modeliyle modellenememiş sisemaik olmayan kısımın incelenen zaman serisi için nispi olarak daha fazla açıklanabildiği söylenebilmekedir. Tahmin edilen LSTAR modelinin haa erimlerinde ookorelasyonun sınanması için STAR ipi ookorelasyon esine başvurulmuşur. STAR ipi ookorelasyon sonuçları çerçevesinde haa erimlerinde STAR ipi ookorelasyon isaisiksel olarak kabul edilememekedir. LSTAR modeli incelendiğinde, birinci rejimde üm ooregresif erimlere ilişkin ahmin değerleri negaif değerler alırken, ikinci rejimde ooregresif paramere ahminlerinin poziif değerler aldığı dikka çekmekedir. Rejimler arasında geçişe, geçişin hızını belirleyen gamma parameresi 4.39 olarak ahmin edildiğinden iki rejim arasındaki geçiş yapısı nispeen yumuşak kabul edilmekedir. Modelde, Eşik değeri.07 olarak ahmin edilmiş olup, geçiş değişkeni olan faiz ödemeleri oranının bir önceki dönem aldığı değer.07 yi aşığında (veya alında kaldı- F 4.39, y,.07 e ( ğında) F geçiş fonksiyonu L( ) ( 4.39,,.07) 0 FL y a) hareke emeke; ikinci rejimin paramerelerinin ağırlıkları aracağından (azalacağından) birinci rejimin paramereleri nispi olarak akive (deakive) olmakadır. Faiz ödemeleri oranının doğrusal olmayan bir yapıda her iki rejimde izlediği paika karşılaşırıldığında asimerik bir yapı sergilediği sonucuna varılmakadır. Eşik değeri.07= için geçiş fonksiyonu ( 4.39,,.07) y FL y =/ değerini almakadır. Bu noka ora noka olup 36. gözleme karşılık gelmekedir. Gamma parameresi 4.39 olarak ahmin edildiğinden, rejimler arası geçiş yumuşak yapıdadır. Geçiş fonksiyonu, faiz ödemeleri oranı serisinin 36 gözlemi için ( 4.39,,.07) L F y </ nin aşağısında kalırken birinci rejim baskınlık kazanırken, 49 ade gözlem için FL( 4.39, y,.07) >/ büyük olup,.ci rejim baskınlık kazanmakadır. Modelde, geçiş değişkeni eşik değerinin alında kaldığında ( y <.07 ); geçiş fonksiyonu olan FL( 4.39, y,.07) = 0 değerini alacağından birinci rejim için elde edilen ooregresif süreç, y =.40.44y.8y 0.98y30.77 y4 0.7 y5 biçimindedir. Öe yandan, geçiş değişkeni eşik değerini aşığında ( y >.07 ); FL( 4.39, y,.07) e hareke ederken akive olacak ikinci ooregresif süreç, y = y + 0.6y y4 biçiminde olup, nispi olarak akive olma derecesi ile değinilen ikinci ooregresif bölümün paramere ahminleri birinci ooregresif yapının paramere ahminlerine eklenmekedir. Geçiş değişkeni olan faiz ödemeleri oranının bir dönem önceki değeri eşik değerine göre nispi olarak giderek arığında FL( 4.39, y,.07) = eşileneceğinden her iki ooregresif kısımın birbiriyle eklenmesiyle ikinci rejim, y = y 0.48y 0.37y30.0y4 0.7y5 biçiminde oluşmakadır. Niekim birinci rejim kapsamında in üsünde ve bire çok yakın olarak ahmin edilen. ve 3. gecikmelere ilişkin paramere ahminlerinin ekilerinin; ikinci rejimin akive olmasıyla yumuşadığı görülmekedir. FL( 4.39, y,.07) = kapsamında elde edilen ikinci rejimin durağan olduğu sonucuna varılmışır. 49

10 Özgür Ömer ERSİN 3.5. LSTAR Modelinin Haa Terimlerinde Doğrusal Olmama Tesi MLSTAR modeli kurulum aşamalarında incelenen LM esleri ile iki rejimli LSTAR modelinin haa erimlerinde doğrusal olmama esi gerçekleşirilmişir. Doğrusal olmamaya ilişkin F esleri sonuçları Tablo 6 da yer almakadır. R = 0.48, R = 0.45, dw=.06, ε, MLSTAR 0.93 Tes sonuçları D(lnfoo) serisinin.ci, 3.cü ve 4.cü gecikmeli değerlerinin geçiş değişkeni belirlendiği doğrusal olmama F esleri, LSTAR modelinin haa erimlerinde doğrusal olmayan yapıya işare emekedir. Doğrusallığın en güçlü reddedildiği gecikme 3 olup ikinci geçiş fonksiyonu lojisik fonksiyon olarak belirlenmişir. D(lnfoo) serisinin sergilediği doğrusal olmayan sürecin ek lojisik fonksiyonlu ve iki rejimli LSTAR modeliyle yakalanamadığı; bu doğruluda, doğrusal olmamanın modellenmesinde STAR modelleri kapsamında geçiş fonksiyonlu MLSTAR modeli ile devam edilecekir İki Geçiş Fonksiyonlu MLSTAR Modeli Faiz ödemeleri oranı serisi iki geçiş fonksiyonlu bir MLSTAR modeli ile ahmin edilmişir, ( ) y = y.00y y 0.6y y y y (.3) ( 0.) ( 0.9) ( 0.63) ( 0.06) ( 0.54) ( 0.0) ( 0.) ( 0.0) (,, ) ( ) (,, ) FL, γ ydc + y y4 FL, γ yec + ε (.37) ( 0.7) ( 0.64) FL, ( γ, yd, c ) = ; FL,, y e, c = + exp exp ( γ ) ( ( y )) ( ( y3 )) (.84) ( 0.) (.63) ( 0.84) δ =, δε, MLSTAR / δ ε, LSTAR = 0.96, AIC=.8, SIC=3.0, JB=55.38 (0.00), SK=43.4 (0.00), SW=0.94, Eğiklik=-0.90, Basıklık=6.7, Ol.(s)=0.00, Ol.(k)=0.00 ARCH()=0.03(0.84), ARCH(5)=0.3(0.98), ARCH()=0.5(0.88), RESET=0. (0.74). MLSTAR modelinde, ARCH-LM esi seri aylık olduğu için. gecikmeye kadar ekrarlanmış, SC bilgi krieri ile seçilen en yüksek gecikme 5 olduğundan, hesaplanan ARCH(), ARCH(5) ve ARCH() isaisikleri raporlanmışır. Sonuçlar çerçevesinde, MLSTAR modelinin haa erimlerinde ARCH ekisinin olmadığı önsavı reddedilememekedir. RESET esi es isaisiği 0. olarak hesaplanmış olup, olasılık değeri 0.74 olduğundan modelde yanlış anımlama olmadığı önsavı kabul R değerinin AR ve LSTAR edilmekedir. Modelde modeline göre nispeen armışır. MLSTAR modelinin haa erimlerinin sandar sapması AR ve LSTAR modellerinden elde edilen sandar sapmalarına oranlanırsa δε, MLSTAR / δ ε, LSTAR = 0.96 ve ε, MLSTAR ε, AR δ / δ = 0.9 olarak hesaplanmakadır. MLSTAR modelinin haa erimlerinin 3. ve 4. momenlerinde AR ve LSTAR modelleri için kabul edilen durum alında model kurulumuna devam edilmekedir. (7) Her iki geçiş fonksiyonunda geçiş değişkenleri birbirinden farklı belirlendiğinden dör ade rejim söz konusudur. MLSTAR modelinde birinci rejim FL, ( γ, y d, c ) = 0 ve FL, ( γ, y e, c ) = 0 olduğunda gerçekleşmekedir. Bu durumun oluşması için faiz ödemeleri oranının nispi olarak eşik değerlerinin alında bir seyir izlemesi ve dolayısıyla ahmin edilen diğer iki ooregresif sürecin akive olmaması gerekmekedir. Bu durumda, ikinci geçiş fonksiyonunda üç dönem önce gerçekleşen faiz ödemeleri oranını emsil eden y geçiş değişkeni eşik değeri 3 olan c =4.00 değerinin alında kalması gerekirken; birinci geçiş fonksiyonunun sıfıra eşi olması için faiz ödemeleri oranının bir önceki dönemde eşik değeri olan c =.05 değerinin alında kalması; diğer bir değişle faiz ödemeleri oranının bir dönem öncesinde eşik değeri baz alınarak hızlanmamış 50

11 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli olması gerekmekedir. Niekim oluşan birinci rejimde, faiz ödemelerinin izlediği ooregresif süreci, y = y.00y y4 0.6y5 biçiminde hesaplanmışır. Modelde; -3-5 gecikmeleri negaif ahminlere sahipken, 4.cü gecikme poziif ahmin edilmekedir. MLSTAR modelinde ikinci rejimin gerçekleşmesi için FL, ( γ, y d, c ) fonksiyonunun akive olması gerekirken diğer arafan ikinci geçiş fonksiyonu olan FL, ( γ, y e, c ) in akive olmaması durumunun oluşması için faiz ödemeleri oranının bir önceki dönemdeki değerinin.05 in üsüne çıkarken, üç dönem önceki değerinin 4.00 ın alında olması gerekmeke; diğer bir değişle, faiz ödemeleri oranındaki arış hızlanmakla beraber bir kriz döneminden sonraki düzelme dönemine denk gelmemesi gerekmekedir. İkinci rejimde, ikinci ooregresif süreç birinci ooregresif sürece eklenirse, ikinci rejimin iskele formu için FL, ( γ, y d, c ) =, FL, ( γ, y e, c ) = 0 yazılarak, y = y y 0.30y3 +.53y4 0.6y5 biçiminde göserilmekedir. Modelde, AR(4) parameresi mulak olarak den büyük ahmin edilirken, diğer parmere ahminleri mulak olarak den küçükür. MLSTAR modelinde, üçüncü rejimin oluşması için birinci geçiş fonksiyonu akive olurken, ikinci geçiş fonksiyonunun da akive olmuş olması gerekiğinden, geçiş değişkenlerinin y 3 > ve y >.05 koşullarının sağlanması gerekmekedir. Bu durumda, faiz ödemeleri oranının bir dönem önce.05 in üsünde iken üç dönem önce 4 ün üsüne çıkmış olması gerekmeke olup bir kriz sonrası döneme karşılık geldiği gibi, bu dönemde krizden sonraki düzelme gerçekleşmemekle beraber; faiz ödemeleri oranı baz alınarak hakim olan yoğun iç borçlanma oramının sürdürülüyor olması gerekmekedir. Bu rejim alında elde edilen ooregresif sürecin iskele formu FL, ( γ, y d, c ) = ve FL, ( γ, y e, c ) = yazılarak, y = y 0.56y 0.30y30.y4 0.6y5 biçiminde göserilmekedir. Geçiş yapısından hareke edilirse, her iki F fonksiyonlarında geçiş değişkenleri sırasıyla y ve y 3 ür. Geçiş fonksiyonlarında eşik değerleri sırasıyla.05 ve 4.00 olarak ahmin edilmişir. Dolayısıyla elde edilen durumda her iki F fonksiyonunun e ulaşması için faiz ödemeleri oranının 3 dönem önce eşik değeri olan 4.00 ün üsüne çıkarken, dönem önceki değerinin eşik değeri olan.05 in üsünde gerçekleşiği bir duruma karşılık gelmekedir. Bu durum, kriz oramının yaşandığı, ve değinilen kriz oramında iç borçlanmanın ağırlığının zorunlu olarak yükseldiği; dolayısıyla mali baskınlığın arığı; ancak eşik değerlerinin alına inilemediğinden, düzelmenin gerçekleşmediği bir döneme karşılık gelmekedir. Bu durumda, borç vadeleri hızla azalırken faiz oranlarındaki hızlı arış beraberinde borç maliyeini yükselmeke, borç faiz ödemeleri hızla armaka, dış kaynaklar kesildiğinden maliye ooriesi iç kaynaklara yönelmek zorunda kalmakadır. MLSTAR modelinde, her iki lojisik geçiş fonksiyonunda geçiş değişkeni birbirinden farklı olduğunda 4 rejim oluşurken, her iki lojisik fonksiyonda aynı geçiş değişkeni kullanıldığında, 3 rejim oraya çıkmakadır. Niekim 4. rejimin gerçekleşmesi için, FL, ( γ, y d, c ) = 0 iken FL, ( γ, y e, c ) = ve geçiş değişkenlerinde e d koşulunun sağlanması gerekmekedir. Dördüncü rejimin oluşması için üç dönem önce gerçekleşen iç borç ödemelerinin dış borç ödemelerine oranla eşik değeri olan 4 kaın üsünde olması gerekirken; bir önceki dönemde bu oranın.05 in alına inmiş olması gerekmekedir. Bu durumun oluşmasında borç faiz ödemeleri oranında düşüş önem aşımaka, dolayısıyla bir krizden sonra düzelme evresi olarak düşünülmekedir. Dördüncü rejim için, FL, ( γ, y d, c ) = 0 ve F γ, y, c = elde edilen ooregresif süreç, ( ) L, e y = y.4y.00y30.76y4 0.6y5 biçimindedir. Bu çerçevede, faiz ödemeleri oranı 3 dönem önce 4.00 ın üsünde gerçekleşmiş iken, dönem önce.05 in alına inmiş olması gerekmekedir. Bu çerçevede MLSTAR modeli, m ade geçiş fonksiyonuna sahip m rejimli bir model olmakadır Doğrusal ve Doğrusal Olmayan Modellerin Tahmin Gücü Açısından Karşılaşırılması Çalışmada, elde edilen AR, LSTAR ve MLSTAR modellerinde ahmin gücünün karşılaşırılması amacıyla ilk aşamada bir adım öesi için, MAE, MSE, RMSE haa krierleri ve y ve y ahmin arasındaki korelasyon kasayısı hesaplanmışır. İkinci aşamada, Diebold Mariano eşi ahmin uarlılığı eslerine başvurulmuşur. Sonuçlar Tablo 7 de yer almakadır. 5

12 Özgür Ömer ERSİN Tablo 7 de yer alan MSE, MAE ve RMSE haa krierleri incelendiğinde, AR modelinde MSE değeri.00 hesaplanırken, bu oran LSTAR modeli için 0.9 ye gerilerken, MLSTAR modeli için 0.86 ya düşmekedir. MAE haa krieri baz alındığında, AR, LSTAR ve MLSTAR modelleri için hesaplanan değerler ikinci saırda 0.69, 0.68 ve 0.66 olarak gerçekleşmişir. AR modeli için hesaplanan RMSE değeri.00 iken, LSTAR modeli için 0.96 ya düşerken, MLSTAR modeli için 0.93 e gerilemekedir. İkinci aşamada, AR modelinin RMSE si, LSTAR ve MLSTAR modelleri için hesaplanan RMSE değerlerine bölünmüşür. RMSE oranları e eşi olduğunda karşılaşırılan iki modelin bir adım öesi için ahmin gücü eşi, birden büyükse doğrusal olmayan model kurulması ile RMSE açısından iyileşme elde edildiği sonucuna varılmakadır. RMSE oranı in alına indikçe, doğrusal olmayan model açısından nispi olarak köüleşmeye işare edecekir. AR modelinin LSTAR modelinin RMSE sine oranı.044 olup, LSTAR modelinin RMSE sinin %4.4 düşük olduğuna işare emekedir. MLSTAR modeline geçildiğinde ise RMSE açısından iyileşme %8 seviyesindedir. Sonuçlar çerçevesinde, doğrusal AR modelinden, doğrusal olmayan modellere geçildiğinde, modellerin ahmin gücünün iyileşiği görülmekedir. Doğrusal olmayan modeller olan LSTAR ve MLSTAR modelleri incelendiğinde, MSE, MAE, RMSE krierleri çerçevesinde ahmin gücünde iyileşme gerçekleşiği sonucuna varılmışır. İkinci olarak, AR, STAR ve MLSTAR modellerinin ahmin performansının karşılaşırılması için Diebold- Mariano (DM) eşi ahmin uarlılığı esine başvurulmuşur. DM esinde, kayıp fonksiyonlarında haa kareleri oralaması (MSE) ve mulak haa kareleri (MAE) ercih edilen kayıp onksiyonlarıdır. DM esinde, MAE esas alınmakla beraber, MSE kullanılmasıyla da benzer sonuçlar elde edildiği görülmüşür. DM esine kısaca değinilecekir. Tahmin haaları farkının beklenen değeri, H H i = i i E ( d ) = d = MAE ( e ) MAE ( e ) (8) olarak hesaplanmışır. DM esinde boş önsavı alında H : 0 0 d = eşi ahmin uarlılılığı yer almakadır. Dolu önsavı H : d 0 ahmin başarısının farklı olduğudur. DM es isaisiği H- serbeslik dereceli normal dağılıma uymakadır. DM esi sonuçları aşağıdaki abloda yer almakadır. Tablo 8 de, ilk saırda, AR modeli ile LSTAR modeli karşılaşırıldığında DM es isaisiği.0 ve olasılık değeri olarak hesaplandığından, %5 anlamlılık seviyesinde AR ve LSTAR modellerinin eşi ahmin uarlılığına sahip olduğu önsav reddedilerek, ahmin başarısının farklı olduğu sonucuna varılmakadır. modelin ahmin modelinin ahmin başarısının ve AR modelleri ikinci süunda karşılaşırılmakadır. Hesaplanan DM isaisiği.0 olup yüzde 5 seviyesinde anlamlı olup AR ve LSTAR modellerinin eşi ahmin gücüne sahip olduğu önsavı reddedilerek LSTAR modelinin ahmin gücünün doğrusal AR modelinden daha iyi olduğu sonucuna varılmışır. DM es isaisiği AR ve MLSTAR modelleri için.35 hesaplanırken p-değeri olan anlamlilik seviyesi olan 0.05 en daha küçükür. MLSTAR modelinin ahmin başarısı doğrusal modelden daha başarılı bulunmakadır. Her iki doğrusal olmayan model olan LSTAR ve MLSTAR modelleri karşılaşırıldığında, DM es isaisiği.8 olarak hesaplanırken, es isaisiğinin olasılık değeri 0.07 olduğundan MLSTAR ve LSTAR modellerinin eşi ahmin uarlılığına sahip olduğu önsavı %5 anlamlılık seviyesinde reddedilemezken, %0 anlamlılık seviyesinde reddedilerek, MLSTAR modelinin ahmin başarısının %0 anlamlılık seviyesinde LSTAR modelinden daha iyi olduğu sonucuna varılmakadır. Sonuçlar kapsamında faiz ödemeleri oranı serisinin birinci farkı olan bağımlı değişkenin ahmin edilmesinde doğrusal olmayan modellerin ahmin başarısının daha güçlü olduğu sonucuna varılırken, eklemeli STAR yapısında bir model olan MLSTAR modelinin iki rejimli LSTAR modelinden MAE, RMSE, MSE haa krierleri kapsamında daha başarılı bulunurmakadır. Modeller DM esleri bağlamında değerlendirildiğinde de benzer sonuçlar elde edilmekedir. 4. SONUÇ Konsolide büçe içerisinde iç borç faiz ödemelerinin, dış kaynaklardan borçlanmanın özellikle güçleşiği ekonomik kriz öncesi dönemlerde yüksek oranda yükselmesi söz konusudur. Çalışmada incelenen yak- 5

13 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli laşım çerçevesinde, mali baskınlığın bir gösergesi olarak değerlendirilen iç borçlanma faiz ödemelerinin büçe içindeki payı bu dönemlerde önemli oranlarda armakadır. Bu kapsamda, ekonomilerde maliye yönlü baskınlık alında uygulanan poliikaların sonuçlarında önemli sapmalar gerçekleşebilmeledir. Leeper (99), Woodford (994), Sims (994), Aijagari ve Gerler (985), mali baskınlık alında akip edilen fiya isikrarının sağlanmasına yönelik poliikaların beklenenin aksine daha yüksek enflasyon oranlarına karşılık gelebileceğini oraya koyan emel çalışmalardır. Çalışmada, Hamilon ve Flavin (986) mali baskınlık esinin emel alınarak Aresis v.d. (004) arafından Tong (990) TAR modeli çerçevesinde değerlendirildiği yönem emel alınarak, geçiş yapısının yumuşak yapıda olduğu Teräsvira (994) STAR modelleri çerçevesinde değerlendirilmişir. Türkiye ekonomisinde faiz ödemelerinin incelendiği ampirik sonuç kısmında ilk olarak doğrusal ADF ve PP esleri ve Kapeanios-Shin-Snell STAR ipi doğrusal olmayan birim kök esleri kapsamında seride durağanlık reddedilmişir. Serinin birinci farkları ile doğrusal olmayan STAR ve MLSTAR modelleri ile ahmin edilerek doğrusal modele karşı sınanmışır. Tek geçiş fonksiyonlu, iki rejimli ve ek eşikli LSTAR modelinde faiz ödemeleri oranının eşik kasayısı.06 olarak hesaplanmışır. İki lojisik fonksiyonlu MLSTAR modeline hareke edildiğinde, eşik kasayıları.05 ve olarak hesaplanmakadır. Türkiye de incelenen zaman serisi ve örneklem kapsamında, iç ve dış borç faiz ödemelerinin operasyonel büçede sürdürülebilirliğin sağlanmasında engel eşkil edildiği sonucuna varılmışır. Bir diğer sonuç ise mali baskınlığın özellikle kriz dönemlerinde ve öncesinde armasıdır. Doğrusal AR ve doğrusal olmayan LSTAR ve MLSTAR modelleri farklı haa krierlerine ek olarak Diebold Mariano eşi ahmin uarlılığı esi çerçevesinde değerlendirilerek, doğrusal AR modelinden doğrusal olmayan LSTAR ve MLSTAR modellerine hareke edildiğinde, ahmin başarısının iyileşiği sonucuna varılmışır. Türkiye de maliye poliikalarda sürdürülebilirliğin kısılı yapıda olduğu, ikisa poliikalarında ikisadi değişkenlere ilişkin asimerik ve doğrusal olmayan özelliklerin önem aşıdığı sonuçlarına varılmışır. 53

14 Özgür Ömer ERSİN SON NOTLAR FTPL eorisi çerçevesinde ise, mali disiplinde önem aşıyan zamanlararası büçe eşdeğerliğinin sağlanması başlı başına fiyalar genel seviyesindeki değişimler bağlamında önem aşırken (Aiyagari ve Gerler, 985; Woodford, 994, 995; Leeper, 99; Sims, 99), büçe eşdeğerliğinin es edilmesindeki güçlüklere bir çok çalışmada dikka çekilmekedir (Woodford, 998a; Cochrane, 998a). Woodford (998b), parasız pos-para ekonomisinde büçe kısıına dikka çekildiği; Cochrane (998b) enflasyon hedeflemesinde mali sürdürülebilirlik emel poliika aracı olarak değerlendirildiği önemli çalışmalardır. Bu çerçevede, ikisa poliikalarının uygulanmasında mali sürdürülebilirliğin incelenmesi öne çıkmaka, mali değişkenlerin izlediği süreçlerin incelenmesi önem kazanmakadır. Sichel (993, 994), büyüme oranı serilerinde üç rejimli bir ikisadi modeldir. Büyüme ve iş çevrimleri kapsamında ikiden fazla rejimin vurgulandığı ampririk çalışmalar, Boldin (999), Cruz (005), Clemens ve Krolzig (998) çalışamalarıdır. Obsfeld ve Taylor (997), Balke ve Fomby (997), Taylor, Peel ve Sarno (00), Rapach ve Wohar (006) ve Buncic (008) çalışmaları reel kur serilerinde ikiden fazla rejime dikka çeken bazı çalışmalardır. 3 İki rejimli STAR modellerinin diğer farklı fonksiyonel göserimleri olarak ikinci rejimde sadece sabi erimin ayarlanmasına olanak anıyan González ve Teräsvira (008) Sıçrayan Oralama Modeli (shifing mean model), MLSTAR modelinden farklı olarak STAR süreçlerinin yerleşik yapıda dör rejimli modellendiği Van Dijk ve Franses (999) Çok Rejimli STAR (MRSTAR) modeli, eklemeli STAR yapısında ve geçiş fonksiyonunun ANN modelleri ile benzer özellikler içerdiği bir göserim için Medeiros ve Veiga (00) Esnek Değişkenli STAR (FCSTAR) modeli örnek eşkil emekedir. 4 Belli kısılar alında, MRSTAR modeli eklemeli STAR modeli yapısında göserilebilmekedir. Ancak, eklemeli göserimde iki geçiş fonksiyonunun çarpılması söz konusudur. MLSTAR modelinde geçiş fonksiyonları ekileşimden bağımsızdır. bkz. Ersin (009, 8). 5 STAR modellerinde; ek geçiş fonksiyonlu bir modelde, α = ( α,..., α d,..., α p) = ( 0,...,,...,0) anımlanarak geçiş değişkeni s = y d olur. İki geçiş fonksiyonlu bir modelde kısılar α = ( α,..., α d,..., α p) = ( 0,...,,...,0) ve α = ( α,..., αe,..., α p) = ( 0,...,,...,0) olup s = y d ; s = y e elde edilir. 6 locally linear erimi yerine kullanılmışır. 7 Üsel geçiş fonksiyonlu STAR modellerinin bazı özellikleri şöyledir: Birincisi, ESTAR modelinin T(A)R göserimi yokur. İkincisi, gamma ahminleri (γ ) ise model doğrusal model gibi hareke eder. Üçüncüsü, MLSTAR modeli MTAR modeli göserimi varken MES- TAR modelinin yokur. Dördüncüsü, iki dış rejimdeki yapı simerikir (Granger ve Terasvira, 993). Eklemeli STAR modelleri için bkz. Öcal ve Osborn (000), Sensier v.d. (00) ve Kesriyeli v.d. (004). 8 Teräsvira (994), doğrusallık eslerinde lojisik fonksiyonlardan -/ çıkarılabileceğine değinmekedir. Niekim γ = 0 bulunduğunda, F,ML sıfır değil ½ değeri alacakır. Dolayısıyla, γ = 0 bulunduğunda model; y = ϕ 0x ϕ F, ML ( s ; γ, c ) ϕ + x + x ( ) + ε olup, 0.5 ϕ paramereleri birinci kısıma eklenmekedir. y = ( ϕ ϕ ) x ϕ + x F, ML ( s ; γ, c ) + ε. Dolayısıyla, γ = bulunduğunda model bir LST(A)R dır. 0 9 Davies problemi için bkz: Davies (977, 987), Hansen (996). 0 Boş önsavının değinilen farklı göserimi için, van Dijk ve diğ. (00). Bu yaklaşımın sebepleri şunlardır: LM() es isaisiğinin rejimler arasında yalnız sabi erimle açıklanan bir doğrusal olmama olması durumunda (eğim kasayıları sıfır) es gücünü kaybemekedir (Luukkonen v.d., 988). γ = 0 çevresinde ikinci merebeden bir Taylor yaklaşırımı yapıldığında lojisik fonksiyonun ürevi sıfıra eşi olduğundan LM esinde kullanılamamakadır. Dördüncü merebeden Taylor yaklaşırımında es gücünde önemli bir kazanım sağlanılmamakadır. Ayrıca önemli serbeslik derecesi kaybı gerçekleşir (Teräsvira v.d. 006). LST(A)R modelinde ( p + ) regresör ve lojisik fonksiyon kısmında gamma ve c olmak üzere paramere eklenmesiyle ( p+ ) + = p+ 4= n paramere mevcuur. 3 MRSTAR modelinde ise, k ade geçiş fonksiyonlu modelde rejim sayısı k üsel olarak;,4, 8, 6 gibi aran oranlarda rejimlerle modellenmekedir. Dolayısıyla serbeslik derecesi kaybı daha fazladır. (bkz. Franses ve van Dijk, 997, Terasvira v.d. 006, Ersin, 008). 4 Benzer yaklaşım için Eklemeli STAR doğrusal olmama esinde arışıldığı van Dijk, Teräsvira ve Franses (00), Granger ve Teräsvira (993) ve Teräsvira (994) çalışmalarına başvurulabilir

15 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli 6 fo ve dfo serileri yılları arasında kümülaif olarak; yılları arasında ne değerler olarak yayımlanmışır. fo ve dfo serilerinin ham halleri 005 yılına kadar esere biçimli bir paika akip e- mekedir. fo ve dfo serilerinin düzelilmesinde, yılları arasındaki ocak ayları sabi uulmuş, ocak ayları hariç diğer gözlemlerin bir önceki aya göre birinci farkları alınarak aylık ne değerleri oluşurulmuşur. 7 Çalışmada, serinin aşırı değerlerden arındırılmasından kaçınılmış, normallik koşulunun sağlanmasının önemine nazaran, serilerde düzelmeden kaçınılmışır. İncelenen zaman serileri, MA, Üssel Yumuşama ve Baxer-King yönemleri ile filrelenerek modellendiğinde, aşırı değerlerin örpülenmesi bağlamında bir kazanım sağlanmamışır. Değinilen filrelerden hareke edildiğinde, JB, SK ve SW esleri kapsamında serinin normal dağılması koşulunun sağlanamadığı görülmüşür. Serilere kukla değişken ile müdahale edilmeken kaçınılmışır. Kukla değişken kullanımı ile aşırı değerlerden arındırılma yöneminin STAR ailesi modeller için değerlendirildiği başlıca çalışmalar için bkz. Öcal ve Osborn (000), Kesriyeli v.d., (004), Sensier v.d. (00). 8 RESET ve ARCH esleri, modellenmemiş doğrusal olmamayi yakalayabilmekedir. (Granger ve Teräsvira, 993, 56). 9 Doğrusal olmayan model ahmin edildiğinde normal dağılıma ilişkin iyileşme gerçekleşiğinden, kriz yıllarına karşılık gelen aşırı değerlerin model üreim sürecine nispeen dahil olması dolayısıyla düzelilmeden model kurulum aşamalarına devam edilmişir. 0 Rese ve ARCH esleri üsel erimler içerdiğinden doğrusal olmayan zaman serilerinde önem aşımakadır. Granger, C. & T. Teräsvira (993) çalışmasında arışılmışır. İki geçiş fonksiyonunda geçiş değişkenleri aynı belirlendiğinde rejim sayısı 4 en 3 e inmekedir. İkinci geçiş fonksiyonu akive olduğunda birinci geçiş fonksiyonunun oluşması için gereken koşul sağlanmış olduğundan, model 3 rejimli bir yapıdadır. Elde edilen modelde, geçiş değişkenleri farklı belirlendiğinden 4 farklı rejim incelenecekir. Denklem (8) de DM esinde es isaisiği hesaplandığında, daha düşük MAE ye sahip olan model. model olduğunda, es isaisiği poziif hesaplanmaka; es isaisiği negaif hesaplandığında ise. modelin ahmin başarısının. modele göre daha iyi olduğu sonucuna varılabilmekedir. 55

16 Özgür Ömer ERSİN KAYNAKLAR Aiyagari, R. & Gerler, M. (985) The Backing of Governmen Bonds and Monearism Journal of Moneary Economics, 6:9-44. Anders, U. & Korn, O. (999) Model Selecion in Neural Neworks Neural Neworks, : Aresis, P., Cipollini, A. & Faouh, B. (004) Threshold Effecs in he US Budge Tor Vergaa Universiy CEIS Research Papers, No:8. Arghyrou M. & Luinel K. (005) Governmen Solvency, Revisiing Some EMU Counries Discussion Paper, No:0-4. Bahmani, S. (007) Do Budge Deficis Follow A Linear or Non-Linear Pah? Economics Bullein, 5(4):-9. Bajo-Rubio, O., Diaz-Roldan, C. & Eseve, V. (006), Is he Budge Defici Susainable When Fiscal Policy is Non-linear? The Case of Spain Journal of Macroeconomics, 8(3): Bildirici, M., Ersin, Ö. (0) Fiya Teorisinin Mali Teorisine Farklı Bir Bakış: MLSTAR ve MLP Modelleri TÜSIAD-Koç Universiy Economic Research Forum Working Papers No:5. Caner, M. & Hansen, B. (00) Threshold Auoregression wih a Uni Roo Economerica, 69(6): Chorareas, G., Kapeanios, G. & Ucum, M. (004) An Invesigaion of Curren Accoun Solvency in Lain America Using Non Linear Nonsaionariy Tess Sudies in Nonlinear Dynamics & Economerics, 8(). Cipollini, A. (00) Tesing for Governmen Ineremporal Solvency, A Smooh Transiion Error Correcion Model Approach The Mancheser School, 69 (6): Cipollini, A., Faouh, B., Mouraidis, K. (009) Fiscal Readjusmens in he Unied Saes, a Nonliner Time-Series Analysis Economic Inquiry, 47(): Cochrane, J.H. (998a) Long Term Deb and Opimal Policy in he Fiscal Theory of he Price Level Chicago Universiy Graduae School of Business Working Papers, No:677. Cochrane, J.H (998b) A Fricionless View of Inflaion, Chicago Universiy Graduae School of Business Working Papers, No:664. Colleaz, G. & Hurlin, C. (006) Threshold Effecs of he Public Capial Produciviy, An Inernaional Panel Smooh Transiion Approach HAL Working Paper Series, Considine, J. Gallagher,L. (004) UK Deb Susainabiliy: Some Nonlinear Evidence and Theoreical Implicaions The Mancheser Schoo, 76(3):30-35l. Cruz, M. (005) A Three-regime Business Cycle Model for an Emerging Economy Applied Economics Leers, : D Agosino R.B., Balanger A. & D Agosino B.Jr. (990) A Suggesion for Using Powerful and Informaive Tess of Normaliy American Saisician, 44:36-. Davies, R. (988) Hypohesis Tesing When a Nuisance Parameer is Presen Only Under The Alernaive Biomerika, 74: Ersin, Ö. Ö. (009) Fiyalar Genel Düzeyinin Belirlenmesine İlişkin Maliye Teorisinin Doğrusal Olmayan Zaman Serisi Bakımından İncelenmesi Yayımlanmamış Dokora Tezi, Yıldız Teknik Üniversiesi, İsanbul, Sosyal Bilimler Ensiüsü. Fouquau, J., Hurlin, C. & Rabaud, I. (008) The Feldsein-Horioka Puzzle, A Panel Smooh Transiion Regression Approach Economic Modelling, 5(): Goldfeld, S.M. & Quand R.E. (97) Nonlinear Mehods in Economerics, s Ediion, Amserdam Norh Holland. González, A. & Teräsvira, T. (008) Modelling Auoregressive Processes wih a Shifing Mean Sudies in Nonlinear Dynamics and Economerics, ():-8. Granger, C. & Teräsvira, T. (993) Modelling Nonlinear Economic Relaionships, s Ediion, Oxford, Oxford Universiy Press. Haberler, G. (946) Prosperiy and Depression: A Theoreical Analysis of Cyclical Movemens, 3rd Ediion, New York. Hakkio, C. & Rush, M. (99) Is The Budge Defici Too Large? Economic Inquiry, Hamilon, J. & Flavin, M. (986) On The Limiaions of Governmen Borrowing: A Framework for Empiricial Tesing The American Economic Review, 76(4): Hansen, B.E. & Seo, B. (00) Tesing for Two- Regime Threshold Coinegraion in Vecor Error Correcion Models Journal of Economerics, 0():

17 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli Kapeanios, G., Shin, Y. & Snell, A. (003) Tesing for a Uni Roo in he Nonlinear STAR Framework Journal of Economerics, (): Kesriyeli, M., Osborn, D.R., Sensier, M. (004) Nonlineariy and Srucural Change in Ineres Rae Reacion Funcions for he US, UK and Germany Cenral Bank of he Republic of Turkey Working Papers, No:044. Kirchgaessner, G., and Prohl, S. (006) Susainabiliy of Swiss Fiscal Policy Forhcoming in Swiss Journal of Economics and Saisics. Leeper, E. (99) Equilibria under Acive and Passive Moneary and Fiscal Policies, Journal of Moneary Economics, 7():9-47. Lin, C.J. & Teräsvira, T. (994) Tesing he Consancy of Regression Parameers Agains Coninuous Srucural Change Journal of Economerics, 6():- 8. Luukkonen, R., Saikkonen, P. & Teräsvira, T. (988) Tesing Lineariy Agains Smooh Transiion Auoregressive Models, Biomerika, 75(3): Marini G. & Piergallini A. (008) Indicaors and Tess of Fiscal Susainabiliy: An Inegraed Approach CEIS Tor Vergaa, Research Paper Series, 6():-36 Medeiros, M. & Veiga, A. (00) Modeling Exchange Raes: Smooh Transiions, Neural Neworks, and Linear Models IEEE Transacions on Neural Neworks, (4): Milas C. & Rohman, P. (004) Mulivariae STAR Unemploymen Rae Forecass EconWPA Working Paper Series, No: Modigliani, F. (97) Moneary Policy and Consumpion: Linkages via Ineres Rae and Wealh Effecs in he FMP Model Consumer Spending and Moneary Policy: The Linkages, Modigliani, F. (986) Life Cycle, Individual Thrif and he Wealh of Naions American Economic Review, 76(3): Ando A. (960) The Permanen Income and he Life Cycle Hypohesis of Saving Behavior: Comparison andtess Consumpion and Saving,. Ando A., Modigliani, F. (963) The Life Cycle Hypohesis of Saving: Aggregae Implicaions and Tess American Economic Review, 53(): Obsfeld, M. & Taylor, A.M. (997) Nonlinear Aspecs of Goods-Marke Arbirage and Adjusmen: Heckscher s Commodiy Poins Revisied Journal of he Japanese and Inernaional Economies, (4): Ono, H. (008) Searching for Nonlinear Effecs and Fiscal Susainabiliy in G-7 Counries, Applied Economics Leers, 5(6): Öcal, N. (000) Nonlinear Models for UK Macroeconomic Time Series Sudies in Nonlinear Dynamics and Economerics, 3(3):3-35. Öcal, N. & Osborn, D.R. (000) Business Cycle Non-linearies in UK Consumpion and Producion, Journal of Applied Economerics, 5():7-43. Painkin, D. (965) Money, Ineres, and Prices, nd Ediion, New York, Harper and Row. Pigou, A. (943) The Classical Saionary Sae Economic Journal, 53(4): Quand, R.E. (958) The Esimaion of he Parameers of a Linear Regression Sysem Obeying Two Separae Regimes Journal of he American Saisical Associaion, 53: Quinos, C. E. (995) Susainabiliy of he Defici Process wih Srucural Shifs, Journal of Business and Economic Saisics, 3(4): Sargen, T. (98) The Ends of Four Big Inflaions Inflaion: Causes and Effecs, (eds.) R.E. Hall, Chicago, Universiy of Chicago Press. Sargen, Thomas J., Wallace, N. (98) Some Unpleasan Monearis Arimeic Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarerly Review, 5(3):-8. Shapiro, S. S & Wilk, M.B. (965) An Analysis of Variance Tes for Normaliy (Complee Samples) Biomerika, 5(3-4):59 6. Sciovszky, de T. (94) A Noe on Welfare Proposiions in Economics Review of Economics and Saisics, 9: Sensier, M., Osborn, D., Öcal, N. (00) Asymmeric Ineres Rae Effecs for he UK Real Economy Oxford Bullein of Economics and Saisics, 64: Sichel, D. E. (993) Business Cycle Asymmery: A Deeper Look Economic Inquiry, 3 ():4-36. SICHEL, D.E. (994) Invenories and he Three Phases of he Business of he Cycles, Journal of Business and Economics Saisics, (3): Sims, C. (994) A Simple Model for he Sudy of he Deerminaion of he Price Level and he Ineracion of Moneary and Fiscal Policy Economic Theory, 4: Sollis, R. (004) Asymmeric Adjusmen and Smooh Transiions: A Combinaion of Some Uni Roo Tess Journal of Time Series Analysis, 5 (3):

18 Özgür Ömer ERSİN Tanner, E. & Liu, P. (994) Is he Budge Defici Too Large?: Some Furher Evidence Economic Inquiry, 3:5-8. Taylor, M.P., Peel, D., Sarno, L. (00) Nonlinear Mean-Reversion in Real Exchange Raes: Toward a Soluion o he Purchasing Power Pariy Puzzles Inernaional Economic Review, 4(4): Teräsvira, T. (994) Specificaion, Esimaion, and Evaluaion of Smooh Transiion Auoregressive Models Journal of he American Saisical Associaion, 89(45):08-8. Teräsvira, T. (997a) Modelling Economic Relaionships wih Smooh Transiion Regressions Working Paper Series in Economics and Finance, No:3. Teräsvira, T. (997b) Smooh Transiion Models Sysem Dynamics in Economics and Financial Markes. (eds.). London, Wiley. Teräsvira, T., Lin, C., Granger, C. (993) Power of he Neural Nework Lineariy Tes Journal of Time Series Analysis, 4(): Teräsvira, T., Medeiros, M., Rech, G. (006), Building Neural Nework Models for Time Series: a Saisical Approach, Journal of Forecasing, 5(): Trehan, B. & Walsh, C. (988) Common Trends, he Governmen Budge Consrain and Revenue Smoohing Journal of Economic Dynamics and Conrol, : Tong, H. (990) Nonlinear Time Series: A Dynamical Sysem Approach, Oxford, Oxford Universiy Press. Ucum, M. & Wickens, M. (997) Deb and Defici Ceilings, and Susainabiliy of Fiscal Policies: an Ineremporal Analysis CEPR Discussion Paper, No:6. Van Dijk, D., Franses, P. (999) Modelling Muliple Regimes in he Business Cycle Macroeconomic Dynamics, 3(3):3-40. Woodford, M. (994) Moneary Policy and Price Level Deerminacy in a Cash-in-Advance Economy Economic Theory, 4:

Working Paper Fıyat teorısının malı teorısıne farkli bır bakiş: MLSTAR ve MLP modellerı

Working Paper Fıyat teorısının malı teorısıne farkli bır bakiş: MLSTAR ve MLP modellerı econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf The Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Bildirici, Melike;

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

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

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

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

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

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

İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Doğuş Üniversiesi Dergisi, (), 57-65 İŞSİZLİK VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNDE ASİMETRİ ASYMMETRY IN THE RELATIONSHIP BETWEEN UNEMPLOYMENT AND ECONOMIC GROWTH Serve CEYLAN Giresun Üniversiesi İİBF, İkisa

Detaylı

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Nüfusbilim Dergisi\Turkish Journal of Populaion Sudies, 2012, 34, 31-50 31 TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ Ölümlülük ahminleri, demografi ve aküerya bilimlerinde önemli bir rol oynamakadır.

Detaylı

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

Discussion Paper, Turkish Economic Association, No. 2008/10 econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf he Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Alp, Elcin Aykac Working

Detaylı

TÜRKİYE DE 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

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

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

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ÇOK DEĞİŞKENLİ EŞİKSEL OTOREGRESİF MODELLER ÜZERİNE BİR ÇALIŞMA Ümran Münire KAHRAMAN DOKTORA TEZİ İsaisik Anabilim Dalı 2012 KONYA Her Hakkı Saklıdır TEZ

Detaylı

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

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

A nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey

A nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey MPRA Munich Personal RePEc Archive A nonlinear esimaion of moneary policy reacion funcion for Turkey Tolga Omay Omay and Mubariz Hasanov Çankaya Üniversiesi 6. July 006 Online a hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/054/

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

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

Murat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET

Murat MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.tr Bankacılık Düzenleme ve Denetleme Kurumu (BDDK) ÖZET İMKB Piyasalarındaki Volailienin Modellenmesi ve Öngörülmesi: Asimerik GARCH Modelleri ile bir Uygulama Mura MAZIBAŞ mmazibas@bddk.org.r Bankacılık Düzenleme ve Deneleme Kurumu (BDDK) ÖZET Çalışmada, 5

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Yıl: 24 Sayı:88 Temmuz 2010 97 İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA Ebru Yüksel* - Güldal Güleryüz** 32 Öze Bu makale, İsanbul Menkul Kıymeler Borsası na (İMKB) ai

Detaylı

TÜRKİYE 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

EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL

EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL EKONOMİK BİR UYGULAMA İLE KENDİNDEN UYARIMLI EŞİKSEL DEĞİŞEN VARYANSLI OTOREGRESİF MODEL Ümran M. TEKŞEN KAHRAMAN *, Aşır GENÇ ** ÖZET Bu çalışmada, eşiksel ooregresif (TAR) modeller sınıfından kendinden

Detaylı

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ Bölüm HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME ÖNTEMLERİ Bu bölümde üç basi öngörü yönemi incelenecekir. 1) Naive, 2)Oralama )Düzleşirme Geçmiş Dönemler Şu An Gelecek Dönemler * - -2-1 +1 +2 + Öngörü yönemi

Detaylı

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

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 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

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

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

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

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

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

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

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

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

BANKA KREDİ PORTFÖYLERİNİN YÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAYANAN ALTERNATİF BİR YÖNTEM ÖNERİSİ BANKA KREDİ PORTFÖLERİNİN ÖNETİMİNDE ÖDEMEME RİSKİ ANALİZİ: KALMAN FİLTRESİNE DAANAN ALTERNATİF BİR ÖNTEM ÖNERİSİ K. Bau TUNA * ÖZ Ödememe riski banka kredilerini ve bankaların kredi porföylerini ekiler.

Detaylı

TÜRKİYE 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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Detaylı

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

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

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

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

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

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

EKONOMÝK GÖSTERGELERÝN VE DIÞ ORTAM SICAKLIÐININ ETKÝLERÝ

EKONOMÝK GÖSTERGELERÝN VE DIÞ ORTAM SICAKLIÐININ ETKÝLERÝ ESKÝÞEHÝR DE KONUTSAL DOÐAL GAZ TALEBÝNE EKONOMÝK GÖSTERGELERÝN VE DIÞ ORTAM SICAKLIÐININ ETKÝLERÝ Haydar ARAS * Nil ARAS ** Bu makalede, konularda kullanýlan doðal gazýn ýsýma dönemine ai aylardaki ükeiminin

Detaylı

Stok-Akım Uyarlaması, Bütçe Açığı ve Kamu Borç Stoku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Bağlamında Avrupa Birliği Üyesi Ülkeler Üzerine Bir Analiz

Stok-Akım Uyarlaması, Bütçe Açığı ve Kamu Borç Stoku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Bağlamında Avrupa Birliği Üyesi Ülkeler Üzerine Bir Analiz Sok-Akım Uyarlaması, Büçe Açığı ve Kamu Borç Soku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Sok-Akım Uyarlaması, Büçe Açığı ve Kamu Borç Soku Arasındaki İlişkiler: Küresel Kriz Bağlamında Avrupa Birliği Üyesi

Detaylı

Türkiye de Bütçe Açığı, Para Arzı ve Enflasyon İlişkisi

Türkiye de Bütçe Açığı, Para Arzı ve Enflasyon İlişkisi Türkiye de Büçe Açığı, Para Arzı ve Enflasyon İlişkisi Asuman OKTAYER * Öze Geleneksel yaklaşıma göre enflasyon her zaman ve her yerde parasal bir olgudur. Bununla birlike yapılan araşırmaların çok bir

Detaylı

YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ

YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ Aaürk Ü. İİBF Dergisi, 0. Ekonomeri ve İsaisik Sempozyumu Özel Sayısı, 20 463 YAPAY SİNİR AĞLARI İLE DOĞALGAZ TÜKETİM TAHMİNİ Oğuz KAYNAR Serkan TAŞTAN 2 Ferhan DEMİRKOPARAN 3 Öze: Doğalgaz emini nokasında

Detaylı

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

Faiz Oranı Kanalının 2001 2008 Döneminde Türkiye de Etkinliğinin Değerlendirilmesi* The Evaluation of Interest Rate Channel in Turkey 2001 2008 Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Faiz Oranı Kanalının 200 2008 Döneminde Türkiye de Ekinliğinin Değerlendirilmesi* The Evaluaion of Ineres Rae Channel

Detaylı

REEL 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

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

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

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

YABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ

YABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ YABANCI ZİYARETÇİ SAYISININ TAHMİNİNDE BOX- JENKINS MODELİ, WINTERS YÖNTEMİ VE YAPAY SİNİR AĞLARIYLA ZAMAN SERİSİ ANALİZİ 62 Arş. Grv. Emrah ÖNDER İsanbul Üniversiesi İşleme Fakülesi Arş. Grv. Özlem HASGÜL

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

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

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

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

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

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Ekonomeri ve İsaisik Sayı: 005 9 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ: Prof.Dr. Rahmi YAMAK; Abdurrahman KORKMAZ * Absrac

Detaylı

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

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

Detaylı

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

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

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

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

A Study on the Estimation of Supply Response of Cotton in Cukurova Region MPRA Munich Personal RePEc Archive A Sudy on he Esimaion of Suly Resonse of Coon in Cukurova Region Erkan Akas Faculy of Economics & Admin.Sciences a BIGA 2006 Online a h://mra.ub.uni-muenchen.de/8648/

Detaylı

Kamu Borçlanması, Sermaye Stoku ve Tüketim İlişkisinin Belirlenmesi: Bir Ardışık Nesiller Modeli

Kamu Borçlanması, Sermaye Stoku ve Tüketim İlişkisinin Belirlenmesi: Bir Ardışık Nesiller Modeli Kamu Borçlanması, Sermaye Soku ve Tükeim İlişkisinin Belirlenmesi: Bir Ardışık Nesiller Modeli Kamu Borçlanması, Sermaye Soku ve Tükeim İlişkisinin Belirlenmesi: Bir Ardışık Nesiller Modeli İler ÜNLÜKAPLAN

Detaylı

Ekonometri. Eylül 2012. Sınavın toplam süresi 150 dakikadır.

Ekonometri. Eylül 2012. Sınavın toplam süresi 150 dakikadır. TCMB Araşırmacı Yazılı Meslek Sınavı Ekonomeri Eylül 202 Sınavın oplam süresi 50 dakikadır.. [Toplam 2 puan] Bir araşırmacı, günlük ABD doları/türk lirasının zaman içerisindeki değişimini modellemek amacıyla,

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

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

FORECASTING TOURISM DEMAND BY ARTIFICIAL NEURAL NETWORKS AND TIME SERIES METHODS: A COMPARATIVE ANALYSIS IN INBOUND TOURISM DEMAND TO ANTALYA

FORECASTING TOURISM DEMAND BY ARTIFICIAL NEURAL NETWORKS AND TIME SERIES METHODS: A COMPARATIVE ANALYSIS IN INBOUND TOURISM DEMAND TO ANTALYA Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2009, C.14, S.1 s.99-114. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2009, Vol.14,

Detaylı

PETROL FİYATLARININ DIŞ TİCARET AÇIĞI ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ

PETROL FİYATLARININ DIŞ TİCARET AÇIĞI ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ PETROL FİYATLARININ DIŞ TİCARET AÇIĞI ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Tayfur BAYAT * Ahme ŞAHBAZ ** Taner AKÇACI *** ÖZ Bu çalışmada Türkiye nin 1992:1-212:4 dönemine ai aylık veriler kullanılarak reel

Detaylı

-ENFLASYON ROBUST ESTIMATION OF THE VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL: AN INVESTIGATION OF THE RELATIONSHIP BETWEEN ECONOMIC GROWTH AND INFLATION

-ENFLASYON ROBUST ESTIMATION OF THE VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL: AN INVESTIGATION OF THE RELATIONSHIP BETWEEN ECONOMIC GROWTH AND INFLATION Marmara Üniversiesi YIL 2010, SAYI II, S. 539-553 -ENFLASYON Öze Özlem YORULMAZ * ** - Anahar Kelimeler: ROBUST ESTIMATION OF THE VECTOR AUTOREGRESSIVE MODEL: AN INVESTIGATION OF THE RELATIONSHIP BETWEEN

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

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

Ayhan Topçu Accepted: January 2012. ISSN : 1308-7304 ayhan_topcu@hotmail.com 2010 www.newwsa.com Ankara-Turkey

Ayhan Topçu Accepted: January 2012. ISSN : 1308-7304 ayhan_topcu@hotmail.com 2010 www.newwsa.com Ankara-Turkey ISSN:136-3111 e-journal of New World Sciences Academy 212, Volume: 7, Number: 1, Aricle Number: 3A47 NWSA-PHYSICAL SCIENCES Received: December 211 Ayhan Toçu Acceed: January 212 Fahrein Arslan Series :

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

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

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

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

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

Anahtat Kelimeler: Volatilite, Basel II, Geriye Dönük Test, Riske Maruz Değer

Anahtat Kelimeler: Volatilite, Basel II, Geriye Dönük Test, Riske Maruz Değer Volume Number 3 011 pp. 1-17 ISSN: 1309-448 www.berjournal.com RMD Hesaplamalarında Volailie Tahminleme Modellerinin Karşılaşırılması ve Basel II Yaklaşımına Göre Geriye Dönük Tes Edilmesi: İMKB 100 Endeksi

Detaylı

VAR YAKLAŞIMI İLE VERİMLİLİK ŞOKLARININ ETKİLERİNİN BELİRLENMESİ

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

Detaylı

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

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ ZAMAN SERİSİ MODELLERİ ÜZERİNE BİR SİMÜLASYON ÇALIŞMASI Tufan ÖZEK YÜKSEK LİSANS TEZİ İSTATİSTİK ANABİLİM DALI Konya, T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ

Detaylı

DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ İHRACATA ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1995 2008)

DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ İHRACATA ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1995 2008) Gazi Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi 10 / 2 (2008). 25-45 DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ İHRACATA ETKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1995 2008) Nezir KÖSE Ahme AY Nurgün TOPALLI Öz: Bu çalışmada reel

Detaylı

BOBĐNLER. Bobinler. Sayfa 1 / 18 MANYETĐK ALANIN TEMEL POSTULATLARI. Birim yüke elektrik alan içerisinde uygulanan kuvveti daha önce;

BOBĐNLER. Bobinler. Sayfa 1 / 18 MANYETĐK ALANIN TEMEL POSTULATLARI. Birim yüke elektrik alan içerisinde uygulanan kuvveti daha önce; BOBĐER MAYETĐK AAI TEME POSTUATARI Birim yüke elekrik alan içerisinde uygulanan kuvvei daha önce; F e = qe formülüyle vermişik. Manyeik alan içerisinde ise bununla bağlanılı olarak hareke halindeki bir

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

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

Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134

Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134 Akdeniz İ.İ.B.F. Dergisi (31) 2015, 109-134 ADA ÜLKELERİNDE TURİZM TALEBİ: KUZEY KIBRIS TÜRK CUMHURİYETİ ÖRNEĞİ TOURISM DEMAND IN THE ISLAND COUNTRIES: THE CASE OF NORTHERN CYPRUS TURKISH REPUBLIC ÖZET

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ

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

Detaylı