TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere değişkenlere ait veriler verilmiştir.
|
|
|
- Serhat Çatlı
- 5 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 EKONOMETRİ II Uygulama - Otokorelasyon TABLO I: Bağımlı değişken; Tüketim,- bağımsız değişkenler; gelir ve fiyat olmak üzere Tuketim 58 Gelir 3959 Fiyat 312 değişkenlere ait veriler verilmiştir Bu veriler kullanılarak elde edilen model ve bu modelden elde edilen bazı sonuçlar aşağıda verilmiştir: TÜKETİM= FİYAT GELİR t ( ) ( ) ( ) N=20 R 2 = dw=0.565 (u t-u t-1) 2 = u t 2= (u t-u t-4) 2 = Modelde otokorelasyonun varlığını Durbin-Watson Testini kullanarak araştırınız n=20 k =k-1= 3-1=2 ( Durbin-Watson değerleri tablosundan n=20, k =2 için bulunan değerlerdir.)
2 d=0.565 bulunmuştur ve pozitif otokorelasyon bölgesindedir. arasında birinci dereceden otokorelasyon vardır. hipotezi reddedilmiştir. Hata terimleri (p otokorelasyon katsayısı değeridir. -1<p<1 aralığındadır. dir. 0 dan farklıdır. hipotezi reddedilir. Pozitif otokorelasyon vardır.) Tüketim Gelir Fiyat - ( - ) 2 ( ) Veri setinin 3 er aylık periyotlarda olduğunu varsayarak Wallis testini gerçekleştiriniz.
3 (Wallis tablosundan n=20, k =2 için bulunan değerlerdir.)
4 3- Aynı modelde otokorelasyonun varlığını araştırmak için aşağıdaki regresyon denklemi kurulmuştur: Gerekli testi %5 önem seviyesinde gerçekleştiriniz. (B-G)=(n-s). (B-G)=(20-1). = (B-G) > > 3.84 olduğundan hipotezi reddedilir. Otokorelasyon vardır. d)- Aynı modelde hata terimlerinin varyanslarında otokorelasyonun varlığını araştırmak için aşağıdaki regresyon denklemi kurulmuştur: Hata varyanslarındaki değişimi %5 önem seviyesinde test ediniz. Engle Arch test ile sadece hatalar arasındaki ardışık bağımlılık değil hata varyanslarındaki değişimler test edilmektedir. u... 2 t H : t 1 p u 2 t p p dereceli ARCH süreci ( ARCH modeli gecikme sayısı) 5.99 > > 5.99 olduğundan hipotezi reddedilir
5 )- Modeldeki otokorelasyonun varlığının önlenmesi; a)-birinci derece farklar yöntemi: Birinci dereceden farklar yönteminde; genelleştirilmiş fark denkleminde ρ=1 alınarak yani pozitif otokorelasyon olduğu kabul edilerek şu denklem tahminlenir: Modelimiz aşağıdaki gibiydi; Birinci Dereceli Fark Denklemi TÜKETİM= FİYAT+0.009GELİR Otokorelasyon testleri sonuçlarında modelin hata terimleri arasında otokorelasyon olduğu tespit edilmişti. Şimdi modelin ilk farkı alınarak otokorelasyon yok edilmeye çalışılacaktır. Öncelikle modelin birinci farklarını alıyoruz. Tahminlenen birinci fark denkleminde otokorelasyon sınaması yapacağız. Breusch-Godfrey testi kullanılarak sınayalım: Birinci dereceli fark denklemi: TÜKETİM= FİYAT+ GELİR Birinci farklar denkleminin hata terşmleri ile elde edilen yardımcı resgresyon denklemi (B-G)=(n-s). (B-G)=(20-1). =0.999
6 (B-G) < < 3.84 olduğundan hipotezi reddedilemez. Otokorelasyon yoktur. Birinci farklar yöntemi kullanılarak otokorelasyonun yok edildiği görülmektedir. b)-durbin-watson d istatistiği yöntemi Bu yöntemde; elde edilir. Ardından değeri aşağıdaki modelde yerine konulur. (Genelleştirilmiş fark denklemi) Öncelikle genel model tahminlenir. Modele ait Durbin-Watson istatistiği elde edilir. Genel Modele ait d= elde edilmişti.(1.soru-a şıkkı) elde edilir. değeri yerine konularak aşağıdaki model tahminlenir. (TÜKETİM- TÜKETİM(-1))=( + (FİYAT- FİYAT(-1))+ (GELİR- GELİR(-1))+ modeli tahminlenir. Tahmin Sonuçları: (TÜKETİM- TÜKETİM(-1))= (FİYAT- FİYAT(-1))+ (GELİR- GELİR(-1)) Durbin-Watson d istatistiği ile elde edilen otokorelasyon değeri ile oluşturulan genelleştirilmiş en küçük kareler yöntemi model sonuçlarında hata terimleri arasında otokorelasyonunun giderilip giderilmediğine bakmak için Breusch-Godfrey testi gerçekleştirilmiştir. Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Prob. F(1,15) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(1) Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 01/09/13 Time: 11:52 Sample: 2 20 Included observations: 19 Presample missing value lagged residuals set to zero. α=0.05 anlamlılık düzeyinde; p değeri >0.05 olduğundan hipotezi reddedilemez. Fark denklemi ile elde edilen model hata terimleri arasında Otokorelasyon giderilmiştir. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. GELIR-P*GELIR(-1) FIYAT-P*FIYAT(-1) C RESID(-1) R-squared Mean dependent var -2.34E-16 Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic)
7 c)-theil-nagar yöntemi (n: gözlem sayısı, d= dw test istatistiği, k= tahminlenen katsayı sayısı) hesaplanır. Genelleştirilmiş fark denkleminde otokorelasyonun varlığı sınanır. yerine konularak elde edilen modelde Modelimizin genelleştirilmiş fark denklemi yapısı: (TÜKETİM- TÜKETİM(-1))=( + (FİYAT- FİYAT(-1))+ (GELİR- GELİR(-1))+ tahminlenen model: (TÜKETİM- TÜKETİM(-1))= (FİYAT- FİYAT(-1))+ (GELİR- GELİR(-1)) Theil-Nagar yöntemi kullanılarak elde edilen değerinin GEKKY yerine konması ile elde edilen model hata terimleri arasında otokorelasyonun giderilip giderilmediğinin kontrol edilebilmesi için Breusch-Godfrey testi gerçekleştirilmiştir. Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Prob. F(1,15) Obs*R-squared Prob. Chi-Square(1) Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 01/09/13 Time: 12:25 Sample: 2 20 Included observations: 19 Presample missing value lagged residuals set to zero. α=0.05 anlamlılık düzeyinde; p değeri >0.05 olduğundan hipotezi reddedilemez. Fark denklemi ile elde edilen model hata terimleri arasında Otokorelasyon giderilmiştir Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob. GELIR-P*GELIR(-1) FIYAT-P*FIYAT(-1) C RESID(-1) R-squared Mean dependent var 1.41E-15 Adjusted R-squared S.D. dependent var S.E. of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Hannan-Quinn criter F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic)
8
0, model 3 doğruysa a3. Variable Coefficient Std. Error t-statistic Prob.
EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 2 ÇÖZÜM (Örgün ve İkinci Öğretim için) 1987-2006 yıllarına ait GSYH, YATIRIM ve FAİZ verileri kullanılarak elde edilen sonuçlar şu şekildedir: Yuvalanmamış-F Testi Model 1: YATIRIM
Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması
Yuvalanmamış F testi- Davidson- MacKinnon J sınaması Tablo da yer alan verileri kullanarak aşağıdaki ilgili soruları cevaplayınız. Yıllar Yatırım GSYH Faiz 1987 18491 747 45 1988 78 7495 54 1989 5187 8014
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20
ABD nin 1966 ile 1985 yılları arasında Y gayri safi milli hasıla, M Para Arazı (M) ve r faiz oranı verileri aşağıda verilmiştir. a) Y= b 1 +b M fonksiyonun spesifikasyon hatası taşıyıp taşımadığını Ramsey
ADMIT: Öğrencinin yüksek lisans programına kabul edilip edilmediğini göstermektedir. Eğer kabul edildi ise 1, edilmedi ise 0 değerini almaktadır.
Uygulama-2 Bir araştırmacı Amerika da yüksek lisans ve doktora programlarını kabul edinilmeyi etkileyen faktörleri incelemek istemektedir. Bu doğrultuda aşağıdaki değişkenleri ele almaktadır. GRE: Üniversitelerin
BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER
BİRDEN ÇOK BAĞIMLI DEĞİŞKENİ OLAN MODELLER Birden çok bağımlı değişkenin yer aldığı modelleri incelemek amacıyla kullanılan modeller Birden Çok Bağımlı Değişkenli Regresyon Modelleri ya da kısaca MRM ler
OTOKORELASYON OTOKORELASYON
OTOKORELASYON OTOKORELASYON Y = α + βx + u Cov (u,u s ) 0 u = ρ u -1 + ε -1 < ρ < +1 Birinci dereceden Ookorelasyon Birinci Dereceden Ooregressif Süreç; A R(1) e = ρ e -1 + ε Σe e ˆ ρ = Σ 1 e KARŞILA ILAŞILAN
A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri
A. Regresyon Katsayılarında Yapısal Kırılma Testleri Durum I: Kırılma Tarihinin Bilinmesi Durumu Kırılmanın bilinen bir tarihte örneğin tarihinde olduğunu önceden bilinmesi durumunda uygulanır. Örneğin,
Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.
Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. b tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.
1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ
1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ Yapısal kırılmanın araştırılması için CUSUM, CUSUMSquare ve CHOW testleri bize gerekli bilgileri sağlayabilmektedir. 1.1. CUSUM Testi (Cumulative Sum of the recursive residuals
T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR:
T.C. TRAKYA ÜNİVERSİTESİ İKTİSADİ VE İDARİ BİLİMLER FAKÜLTESİ İKTİSAT BÖLÜMÜ GENEL EKONOMİK SORUNLAR TÜFE NİN İŞSİZLİK ÜZERİNE ETKİSİ HAZIRLAYANLAR: 2120703360 KÜBRA İNAN 2120703321 EDA ZEYNEP KAYA EDİRNE
Normal Dağılımlılık. EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır.
Normal Dağılımlılık EKK tahmincilerinin ihtimal dağılımları u i nin ihtimal dağılımı hakkında yapılan varsayıma bağlıdır. β tahminleri için uygulanan testlerin geçerliliği u i nin normal dağılmasına bağlıdır.
500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ. YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ. Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği
İSTANBUL TEKNİK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ 500 BÜYÜK SANAYİ KURULUŞUNDA ÜRETİM, KÂRLILIK VE İSTİHDAM İLİŞKİLERİ YÜKSEK LİSANS TEZİ Müh. Özlem KÖSTEKLİ Anabilim Dalı: İşletme Mühendisliği Programı
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLERDE KANTİTATİF DEĞİŞKEN SAYISININ İKİ SINIF İÇİN FARKLI OLMASI DURUMU.HAL: Sabit Terimlerin Farklı Eğimlerin Eşit olması Yi = b+ b2di + b3xi + ui E(Y Di =,X i) = b + b3xi E(Y Di
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8)
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 8) BAŞLANGIÇ Yeni bir dosya (workfile) yaratma Adım 1. Ana menüden File/New/Workfile ı seçin Adım 2. Workfile structure type ne tür veri kullandığınızı gösterir. ÖR1. Zaman serisi
1. Basitlik 2. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b 2 X t -rb 2 X t-1 +ry t-1 +e t 3. R 2 ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Doğru Fonksiyonel Biçim
1. Basitlik. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b X t -rb X t-1 +ry t-1 +e t 3. R ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Doğru Fonksiyonel Biçim 1 Model Tanımlanması Araştırmada kullanılan modelin tanımlamasının doğru
Bağımlı Kukla Değişkenler
Bağımlı Kukla Değişkenler Bağımlı değişken özünde iki değer alabiliyorsa yani bir özelliğin varlığı ya da yokluğu söz konusu ise bu durumda bağımlı kukla değişkenler söz konusudur. Bu durumdaki modelleri
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
EKONOMETRİ I E-VİEWS UYGULAMALI VE ÇÖZÜMLÜ SORULAR
EKONOMETRİ I E-VİEWS UYGULAMALI VE ÇÖZÜMLÜ SORULAR HATİCE ÖZKOÇ HANİFİ VAN ÖZKOÇ VAN 1 1980-2002 dönemine ait tavuk eti talebini incelemek amacıyla aşağıdaki değişkenler elde edilmiştir. Y: Kişi başına
İyi Bir Modelin Özellikleri
İyi Bir Modelin Özellikleri 1. Basitlik. Belirlenmişlik Y t = b 1 (1-r)+b X t -rb X t-1 +ry t-1 +e t 3. R ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Fonksiyonel Biçim 1 Model Tanımlanması Araştırmada kullanılan modelin
PARANIN TARİHÇESİ TÜRKİYE DE NAKİTSİZ EKONOMİ EKONOMİNİN FAYDALARI
PARANIN TARİHÇESİ TÜRKİYE DE NAKİTSİZ EKONOMİ NAKİTSİZ EKONOMİNİN FAYDALARI Para, bir ekonomide genel kabul gören, değişim aracı, değer koruma aracı ve hesap birimi işlevlerine sahip varlıktır. (TDK,
Kukla Değişken Nedir?
Kukla Değişken Nedir? Cinsiyet, eğitim seviyesi, meslek, din, ırk, bölge, tabiiyet, savaşlar, grevler, siyasi karışıklıklar (=darbeler), iktisat politikasındaki değişiklikler, depremler, yangın ve benzeri
Bağımlı Kukla Değişkenler
Bağımlı Kukla Değişkenler Bağımlı değişken özünde iki değer alabiliyorsa yani bir özelliğin varlığı ya da yokluğu söz konusu ise bu durumda bağımlı kukla değişkenler söz konusudur. Bu durumdaki modelleri
EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI
EKONOMETRİDE BİLGİSAYAR UYGULAMLARI EVİEWS UYGULAMA SORULARI VE CEVAPLARI Aşağıdaki verileri EVIEWS paket programına aktarınız. Veri setini tanımladıktan sonra aşağıda istenen soruları bu verileri kullanarak
Bağımlı Kukla Değişkenler
Bağımlı Kukla Değişkenler Bağımlı değişken özünde iki değer alabiliyorsa yani bir özelliğin varlığı ya da yokluğu söz konusu ise bu durumda bağımlı kukla değişkenler söz konusudur. Bu durumdaki modelleri
Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi (ASEAD) Eurasian Journal of Researches in Social and Economics (EJRSE) ISSN:
Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi (ASEAD) Eurasian Journal of Researches in Social and Economics (EJRSE) ISSN:2148-9963 www.asead.com ÖZET HAVAYOLU UÇAK İÇİ İKRAM SATIŞ TAHMİN MODELİ BİR
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 03/23/11 Time: 16:51 Sample: Included observations: 20
ABD nin 1966 ile 1985 yllar arasnda Y gayri safi milli hasla, M Para Araz (M) ve r faiz oran verileri a#a$da verilmi#tir. a) Y= b 1 +b M fonksiyonun spesifikasyon hatas ta#yp ta#mad$n Ramsey RESET testi
ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER
ZAMAN SERİLERİ EKONOMETRİSİ I: DURAĞANLIK, BİRİM KÖKLER ZAMAN SERİLERİ VE TEMEL KAVRAMLAR Bir zaman serisi, bir değişkenin zaman içindeki hareketini gözlemler. Değişkenlere ilişkin değerler aylık, üç aylık,
Y = 29,6324 X 2 = 29,0871 X 3 = 28,4473 y 2 = 2,04 x 2 2 = 0,94 x 2 3 = 2,29 yx 2 = 0,19 yx 3 = 1,60 x 2 x 3 = 1,06 e 2 = 0,2554 X + 28,47 X 3-0,53
EKONOMETR DERS ÇALIMA SORULARI SORU : 1 1980-1994 y llar aras ndaki Türkiye Özel Yat r m (Y), Reel Mevduat Faiz Oran (X ) ve GSMH (X 3 ) verilerinden hareketle a*a+ daki ortalamadan farklara göre ara sonuçlar
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ
SAĞLIK HARCAMALARININ YILLARA GÖRE KARŞILAŞTIRILMASI ve SAĞLIK HARCAMALARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN İNCELENMESİ Murat KORKMAZ 1, Aysun YILMAZTÜRK 2 1 Güven Grup Finans Yöneticisi 2 Balıkesir Üniversitesi
EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 4 ÇÖZÜM
EKONOMETRİYE GİRİŞ II ÖDEV 4 ÇÖZÜM (Örgün e İknc Öğretm çn) 1. 754 hanehalkına at DOMerset sml Excel dosyasında yer alan erler kullanarak tahmnlenen DOM sonuçları: Dependent Varable: CALISANKADIN Sample:
21. ULUSLARARASI İKTİSAT ÖĞRENCİLERİ KONGRESİ. Ege Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi. Nakitsiz Ekonomi: Türkiye Örneği
21. ULUSLARARASI İKTİSAT ÖĞRENCİLERİ KONGRESİ DİJİTAL DÖNÜŞÜM: SANAYİ 4.0 İzmir, Nisan 25-27, 2018 Ege Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Nakitsiz Ekonomi: Türkiye Örneği Berk Duran Kayabalı
Yılları Arasında Bist 30 Endeksi ve BİST
Marmara Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi Cilt: 39 Sayı: 1 Haziran 2017, ISSN: 2149-1844, ss/pp. 171-194 DOI: 10.14780/muiibd.329920 2011-2015 Yılları Arasında Bist 30 Endeksi ve BİST 30
KAMU HARCAMALARI BİLEŞİMİNİN GELİR DAĞILIMI VE REFAH ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ. Doç. Dr. Cem DİŞBUDAK, Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, İktisat Bölümü
KAMU HARCAMALARI BİLEŞİMİNİN GELİR DAĞILIMI VE REFAH ETKİLERİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ Doç. Dr. Cem DİŞBUDAK, Muğla Sıtkı Koçman Üniversitesi, İktisat Bölümü e-mail: dişbudak@mu.edu.tr ÖZ Günümüz dünyasına hâkim
PANEL VERİ MODELLERİNİN TAHMİNİNDE PARAMETRE HETEROJENLİĞİNİN ÖNEMİ: GELENEKSEL PHILLIPS EĞRİSİ ÜZERİNE BİR UYGULAMA
PAEL VERİ MODELLERİİ TAHMİİDE PARAMETRE HETEROJELİĞİİ ÖEMİ: GELEEKSEL PHILLIPS EĞRİSİ ÜZERİE BİR UYGULAMA Selim TÜZÜTÜRK (*) Özet: Panel veri modellerinin tahmininde, örneklem ile ilgili dikkat edilmesi
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER
KUKLA DEĞİŞKENLİ MODELLER Bir kukla değişkenli modeller (Varyans Analiz Modelleri) Kukla değişkenlerin diğer kantitatif değişkenlerle alındığı modeller (Kovaryans Analizi Modeller) Kukla değişkenlerin
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 7.1)
EVIEWS KULLANIMI (EVIEWS 7.1) BAŞLANGIÇ Yeni bir dosya (workfile) yaratma Adım 1. Ana menüden File/New/Workfile ı seçin Adım 2. Workfile structure type ne tür veri kullandığınızı gösterir. ÖR1. Zaman serisi
Vadeli İşlem Sözleşmelerinde Vade Etkisi: Türkiye Örneği
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cilt: 15 Sayı: 3 Temmuz 2015 ss. 421-433 Vadeli İşlem Sözleşmelerinde Vade Etkisi: Türkiye Örneği Maturity Effect In Future Contracts: Evidence from Turkey Eyüp
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI
ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI ÇOKLU DOĞRUSALLIĞIN ANLAMI Çoklu doğrusal bağlanı; Bağımsız değişkenler arasında doğrusal (yada doğrusala yakın) ilişki olmasıdır... r xx i j paramereler belirlenemez hale gelir.
İyi Bir Modelin Özellikleri
İyi Bir Modelin Özellikleri 1. Basitlik. Belirlenmişlik 3. R ölçüsü 4. Teorik tutarlılık 5. Tahmin Gücü 1 Model Tanımlanması Araştırmada kullanılan modelin tanımlamasının doğru olduğu kabul edilmektedir..
UYGULAMA 2. Bağımlı Kukla Değişkenli Modeller
UYGULAMA 2 Bağımlı Kukla Değşkenl Modeller Br araştırmacı Amerka da yüksek lsans ve doktora programlarını kabul ednlmey etkleyen faktörler ncelemek stemektedr. Bu doğrultuda aşağıdak değşkenler ele almaktadır.
EKONOMETRİ. GRETL Uygulamaları. Prof. Dr. Bülent Miran
EKONOMETRİ GRETL Uygulamaları Prof. Dr. Bülent Miran Bornova-2015 İÇİNDEKİLER 1. Gretl da veri dosyasını çağırma:... 3 2. Gretl da Excel veri dosyasını açma:... 4 3. Excel den alınmış verilerin Gretl dosyası
Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında Ardışık Bağıntı (Serial Correlation) ve Değişen Varyans
Yıldız Teknik Üniversitesi İktisat Bölümü Ekonometri II Ders Notları Ders Kitabı: J.M. Wooldridge, Introductory Econometrics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Ch. 12: Zaman Serisi Regresyonlarında
Farklı Varyans. Var(u i X i ) = Var(u i ) = E(u i2 ) = σ i2. Eşit Varyans. Hata. Zaman
Farklı Varyans Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = σ Eşt Varyans Y X Farklı Varyans Hata Var(u X ) = Var(u ) = E(u ) = σ Farklı Varyans Zaman Farklı Varyans le Karşılaşılan Durumlar Kest Verlernde. Kar dağıtım
Samuelson-Balassa Hipotezi Ve Reel Döviz Kuru: Türkiye, ABD, İngiltere, Fransa Ve Almanya İçin Sınanması
Finans Politik & Ekonomik Yorumlar 2007 Cilt: 44 Sayı:509 9 Samuelson-Balassa Hipotezi Ve Reel Döviz Kuru: ürkiye, ABD, İngiltere, Fransa Ve Almanya İçin Sınanması Özet Samuelson-Balassa hipotezine göre
Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4,
Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 25, Sayı: 3-4, 2011 65 GÖÇ-TİCARET İLİŞKİSİ: TÜRKİYE NİN TÜKETİM MALI İHRACATI ÜZERİNE BİR UYGULAMA Özge BUZDAĞLI (*) Alaattin KIZILTAN (**)
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 40, Şubat 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 40, Şubat 2017, s. 142-152 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 25.11.2016 10.02.2017 Yrd. Doç. Dr. Rıdvan
UYGULAMALAR. Normal Dağılımlılık
UYGULAMALAR EKONOMETRİYE GİRİŞ 0.01.008 1 Normal Dağılımlılık Amerika da 195-1941 yılları arasında sığır eti fiyatı ile kişi başı sığır eti tüketimi arasındaki ilişki incelenmiş ve aşağıdaki sonuç bulunmuştur.
TEKNOLOJĐK ARAŞTIRMALAR
www.teknolojikarastirmalar.com ISSN:XXX-XXX Tekstil Teknolojileri Elektronik Dergisi 2008 (3) 1-12 TEKNOLOJĐK ARAŞTIRMALAR Makale Tekstil ve Demir Çelik Sektörü Đhracatına Döviz Kurları, Enflasyon ve Faiz
Panel Veri Analizi. Prof. Dr. Recep KÖKK Dr. Nevzat ŞİMŞEK
Panel Veri Analizi Prof Dr Recep KÖKK Dr Nevzat ŞİMŞEK 1 PANEL VERİ ANALİZİ Panel Veri yöntemi, ülkeler, firmalar, hanehalkları, vb kes (cross-section) gözlemlerinin belli bir zaman dönemi içinde bir araya
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
ÖĞRENCİ SEÇME SINAVI NA HAZIRLANAN ÖĞRENCİLERİN BAŞARILARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN BELİRLENMESİ (OLTU ANADOLU LİSESİ ÖĞRENCİLERİ İÇİN BİR UYGULAMA)
ÖĞRENCİ SEÇME SINAVI NA HAZIRLANAN ÖĞRENCİLERİN BAŞARILARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN BELİRLENMESİ (OLTU ANADOLU LİSESİ ÖĞRENCİLERİ İÇİN BİR UYGULAMA) Hüseyin ÖZER Adem DEMİR Özet: Bu çalışmanın temel amacı,
TÜRKİYE DE PARA POLİTİKALARININ BANKALARIN KARLILIKLARI ÜZERİNE ETKİSİ
TÜRKİYE DE PARA POLİTİKALARININ BANKALARIN KARLILIKLARI ÜZERİNE ETKİSİ Orhan ÇOBAN * Selcen ŞAHİN ** ÖZET Bu çalışmada 1990-2010 dönemi dikkate alınarak Türkiye de Merkez Bankası tarafından yürütülen para
9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir?
9. ARDIŞIK BAĞIMLILIK SORUNU (AUTOCORRELATION) 9.1. Ardışık Bağımlılık Sorunu Nedir? Ardışık bağımlılık sorunu, hata terimleri arasında ilişki olmadığı (E(u i,u j ) = 0, i j) varsayımının geçerli olmamasıdır.
IIBINTERNATIONAL REFEREED ACADEMIC SOCIAL SCIENCES JOURNAL
IIBINTERNATIONAL REFEREED ACADEMIC SOCIAL SCIENCES JOURNAL AN APPLIED EXAMPLE OF PROFESSIONAL DESPAIR AND ANXIETY LEVELS OF THE STUDENTS IN THE DEPARTMENT OF HEALTHCARE MANAGEMENT 1 Haluk ŞENGÜN 1, Nilgün
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 61, Aralık 2017, s. 433-457 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 14.11.2017 14.12.2017 Yrd. Doç. Dr. Alper
ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV 5 (KEY)
ÖNGÖRÜ TEKNĐKLERĐ ÖDEV (KEY) Aşağıda verilen Y zaman sersisi bir ürünle ilgili satışları,aylar itibariyle, gösteren bir seridir. a) Bu serinin garfiğini çizip serinin taşıdığı desenleri (Trend, mevsimsellik
Mali Teşvikler ile Doğrudan Yabancı Sermaye Girişleri Arasındaki İlişkinin ARDL Yaklaşımı ile Analizi: Türkiye Örneği
Yönetim Bilimleri Dergisi/Journal of Administrative Sciences Cilt / Volume: 15, Sayı / N: 30, ss. / pp.:297-307, 2017 Mali Teşvikler ile Doğrudan Yabancı Sermaye Girişleri Arasındaki İlişkinin ARDL Yaklaşımı
ARIMA MODELLERİ İLE ENFLASYON TAHMİNLEMESİ: TÜRKİYE UYGULAMASI
ARIMA MODELLERİ İLE ENFLASYON TAHMİNLEMESİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Oytun MEÇİK * Mustafa KARABACAK * ÖZET Fiyat istikrarsızlıkları önemli sorunlara ve birçok maliyete yol açmaktadır. Enflasyondaki belirsizlik
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 57, Kasım 2017, s. 445-454 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 14.09.2017 13.11.2017 Arş. Gör. Emine KARAÇAYIR
BİST TE İŞLEM GÖREN TARIM VE HAYVANCILIK ŞİRKETLERİNİN PERFORMANS ANALİZLERİ: ( ) *
BİST TE İŞLEM GÖREN TARIM VE HAYVANCILIK ŞİRKETLERİNİN PERFORMANS ANALİZLERİ: (2010-2015) * Yrd. Doç. Dr. Selahattin KOÇ ** Öğr. Gör. Numan ZENGİN *** Zafer YILDIZ **** ÖZ İşletmelerin performanslarını
İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ...
İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 1.1. Regresyon Analizi... 1 1.2. Uygulama Alanları ve Veri Setleri... 2 1.3. Regresyon Analizinde Adımlar... 3 1.3.1. Problemin İfadesi... 3 1.3.2. Konu ile İlgili Potansiyel
INTERNATIONAL JOURNAL OF ECONOMIC STUDIES
INTERNATIONAL JOURNAL OF ECONOMIC STUDIES ULUSLARARASI EKONOMİK ARAŞTIRMALAR DERGİSİ September 2017, Vol:3, Issue:3 Eylül 2017, Cilt:3, Sayı:3 e-issn: 2149-8377 p-issn: 2528-9942 journal homepage: www.ekonomikarastirmalar.org
ALIŞTIRMA 2 GSYİH. Toplamsal Ayrıştırma Yöntemi
ALIŞTIRMA 2 GSYİH Bu çalışmamızda GSYİH serisinin toplamsal ve çarpımsal ayrıştırma yöntemine göre modellenip modellenemeyeceği incelenecektir. Seri ilk olarak toplamsal ayrıştırma yöntemine göre analiz
19. BÖLÜM BİRBİRİYLE İLİŞKİLİ OLAN İKİ DEĞİŞKENDEN BİRİSİNDEKİ DEĞİŞİME GÖRE DİĞERİNİN ALACAĞI DEĞERİ YORDAMA (KESTİRME) UYGULAMA-I
19. BÖLÜM BİRBİRİYLE İLİŞKİLİ OLAN İKİ DEĞİŞKENDEN BİRİSİNDEKİ DEĞİŞİME GÖRE DİĞERİNİN ALACAĞI DEĞERİ YORDAMA (KESTİRME) UYGULAMA-I Bir dil dershanesinde öğrenciler talep ettikleri takdirde, öğretmenleriyle
TEFE VE TÜFE ENDEKSLERİ İLE ALT KALEMLERİNDEKİ MEVSİMSEL HAREKETLERİN İNCELENMESİ* Soner Başkaya. Pelin Berkmen. Murat Özbilgin.
TEFE VE TÜFE ENDEKSLERİ İLE ALT KALEMLERİNDEKİ MEVSİMSEL HAREKETLERİN İNCELENMESİ* Soner Başkaya Pelin Berkmen Murat Özbilgin Erdal Yılmaz 21 Haziran 1999 Araştırma Genel Müdürlüğü *Bu çalışmaya katkılarından
YILLARI ARASINDA GÜNEY CAROLINA DA OKUL İÇİ ŞİDDET İSTATİSKLERİ ANALİZİ (Bir Önceki Projeden Devam Edilecektir)
1996-1998 YILLARI ARASINDA GÜNEY CAROLINA DA OKUL İÇİ ŞİDDET İSTATİSKLERİ ANALİZİ (Bir Önceki Projeden Devam Edilecektir) Hazırlayan : Süleyman Öğrekçi 1996 ve 1998 yılları arasında Güney Carolina da resmi
TÜRKİYE AZERBAYCAN DIŞ TİCARETİNİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER ( DÖNEMİ)*
TÜRKİYE AZERBAYCAN DIŞ TİCARETİNİ ETKİLEYEN FAKTÖRLER (1998-2014 DÖNEMİ)* YAZAR ADI 1 YAZAR ADI 2 YAZAR ADI 3 ÖZET Ülkeler arası işbirlikleri, dünya ekonomisini bir bütüne dönüştürmektedir. Coğrafi ve
Yıl: 4, Sayı: 14, Eylül 2017, s
Yıl: 4, Sayı: 14, Eylül 2017, s. 524-535 Gülbahar ATASEVER 1 TÜRKĠYE DE SEÇĠMLER, HÜKÜMET DEĞĠġĠKLĠKLERĠ VE MAKROEKONOMĠK GÖSTERGELER 2 Özet Seçim dönemlerinde hükümetlerin yeniden seçilebilmek için popülist
2008 KÜRESEL KRİZİ SONRASINDA AB ÜLKELERİ VE TÜRKİYE İŞGÜCÜ PİYASASINDA HİSTERİ ETKİSİ İbrahim TOKATLIOĞLU * Fahriye ÖZTÜRK ** Hakan Naim ARDOR ***
8 KÜRESEL KRİZİ SONRASINDA AB ÜLKELERİ VE TÜRKİYE İŞGÜCÜ PİYASASINDA HİSTERİ ETKİSİ İbrahim TOKATLIOĞLU * Fahriye ÖZTÜRK ** Hakan Naim ARDOR *** ÖZET Çalışmada, krizlerin ve/veya durgunluğun gerek Türkiye
Türkiye nin Dış Turistik Tanıtımının Turizm Talebine Etkisi: 2001-2012 Dönemi 1 Aytuğ ARSLAN 2
Çankırı Karatekin Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü Dergisi 5(1): 181-192 Türkiye nin Dış Turistik Tanıtımının Turizm Talebine Etkisi: 2001-2012 Dönemi 1 Aytuğ ARSLAN 2 Özet Türkiye son yıllarda uluslararası
7. BÖLÜM: ARDIŞIK BAĞIMLILIK
7. BÖLÜM: ARDIŞIK BAĞIMLILIK Bu bölümde; Regresyon Modelinden Artık Serileri Oluşturma Ardışık Bağımlılık Tespiti İçin Artıkların Grafiğini Çizme Regresyonu Kullanarak Birinci Sıra Ardışık Bağımlılık Katsayısını
Osmanlı endüstriyel üretim yapısının ( ) emek sermaye bileşeninde incelenmesi
Cilt:8 Sayı:2 Yıl:2011 Osmanlı endüstriyel üretim yapısının (1913 15) emek sermaye bileşeninde incelenmesi Murat Çiftçi* Recep Seymen** Özet Cobb Douglas üretim fonksiyonu ile üretimde emek ve sermayenin
A EKONOMETRİ. n iken de aynı sonuç geçerliyse, β hangi. A) β nın sabit olması. D) Xβ nın normal dağılımlı olması. E) n olması. dur?
EKONOMETRİ KPSS-AB-PÖ/007 1. 6. SORULARI AŞAĞIDAKİ BİLGİLERE β β β ( ) Y i = 1 + x + + i k x ik+ u i i = 1,, n denkleminin matrislerle ifadesi Y = X + u dur. Y( nx1 ), β ( kx1 ), X( nxk) ve β u nx1 boyutludur
Pazarlama Araştırması Grup Projeleri
Pazarlama Araştırması Grup Projeleri Projeler kapsamında öğrencilerden derlediğiniz 'Teknoloji Kullanım Anketi' verilerini kullanarak aşağıda istenilen testleri SPSS programını kullanarak gerçekleştiriniz.
TÜRKİYE DE 1980 SONRASI SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİ YAKLAŞIMI
Marmara Üniversitesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXIII, SAYI 2 TÜRKİYE DE 1980 SONRASI SATIN ALMA GÜCÜ PARİTESİ YAKLAŞIMI Prof. Dr. Nurdan ASLAN 1 Ayşe Nesligül KANBUR 2 Özet Bu çalışmanın amacı, Satın
UHİVE.
DERGİNİN TARANDIĞI İNDEKSLER X ULUSLARARASI HAKEMLI İLETİŞİM VE EDEBİYAT ARAŞTIRMALARI DERGISI INTERNATIONAL PEER-REVIEWED JOURNAL OF COMMUNICATION AND HUMANITIES RESEARCH HASTA, HASTA YAKINI VE SAĞLIK
Yaşlı Sorunları Araştırma Dergisi, 2008 (1): 50-61 Yaşlıların gelir ve tüketim tercihlerinin belirlenmesi: Cep telefonu sahipliğine yönelik ekonometrik model uygulaması AYDIN SARI 1 Pamukkale Üniversitesi
3. BÖLÜM: EN KÜÇÜK KARELER
3. BÖLÜM: EN KÜÇÜK KARELER Bu bölümde; Kilo/Boy Örneği için Basit bir Regresyon EViews Denklem Penceresinin İçeriği Biftek Talebi Örneği için Çalışma Dosyası Oluşturma Beef 2.xls İsimli Çalışma Sayfasından
28-30 APRIL 2015 ISTANBUL PROCEEDINGS
7 TH ATMOSPHERIC SCIENCES SYMPOSIUM 28-30 APRIL 2015 ISTANBUL PROCEEDINGS EDITORS DOÇ.DR. ALİ DENİZ BAHTİYAR EFE BİHTER DURNA PELİN CANSU ÇAVUŞ Chairs Assoc. Prof. Dr. Ali DENİZ, İstanbul Technical University
Korelasyon ve Regresyon
Korelasyon ve Regresyon Korelasyon- (lineer korelasyon) Açıklayıcı (Bağımsız) Değişken x çalışma zamanı ayakkabı numarası İki değişken arasındaki ilişkidir. Günlük sigara sayısı SAT puanı boy Yanıt (Bağımlı)
YATIRIMLAR VE TÜRKİYE DE ÖZEL SEKTÖR SABİT SERMAYE YATIRIMLARINI ETKİLEYEN UNSURLAR ÜZERİNE EKONOMETRİK MODEL ÇALIŞMASI
T.. İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ BÖLÜMÜ YATIRIMLAR VE TÜRKİYE DE ÖZEL SEKTÖR SABİT SERMAYE YATIRIMLARINI ETKİLEYEN UNSURLAR ÜZERİNE EKONOMETRİK MODEL ÇALIŞMASI Hazırlayanlar 0505020076
PROF. DR. ŞÜKRÜ KIZILOT
PROF. DR. ŞÜKRÜ KIZILOT Çorum doğumlu olan Şükrü Kızılot, Maliye Bakanlığı nda 8 yıl çalıştıktan sonra, önce Adana İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi nde, daha sonra da Ankara İktisadi ve Ticari İlimler
Örneklemden elde edilen parametreler üzerinden kitle parametreleri tahmin edilmek istenmektedir.
ÇIKARSAMALI İSTATİSTİKLER Çıkarsamalı istatistikler, örneklemden elde edilen değerler üzerinde kitleyi tanımlamak için uygulanan istatistiksel yöntemlerdir. Çıkarsamalı istatistikler; Tahmin Hipotez Testleri
NİTEL TERCİH MODELLERİ
NİTEL TERCİH MODELLERİ 2300 gözlem sayısı le verlen değşkenler aşağıdak gbdr: calsma: çocuk çalışıyorsa 1, çalışmıyorsa 0 (bağımlı değşken) Anne_egts: Anne eğtm sevyes Baba_egts: Baba eğtm sevyes Kent:
Number: 1 pp: Summer 2015
Number: 1 pp: 143-165 Summer 2015 BANKALARIN FİNANSAL YAPILARININ KÂRLILIKLARI ÜZERİNE ETKİLERİ: TÜRK BANKACILIK SEKTÖRÜ ÜZERİNE BİR UYGULAMA (1998-2015) Murat DİLMAÇ Öğ. Gör. Atatürk Üni. mdilmac@atauni.edu.tr
Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi
TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ www.dergipark.gov.tr/turkjans Türkiye de Reel Döviz Kuru, Tarımsal İhracat ve Tarımsal İthalat Arasındaki Nedensellik İlişkisi Ergün ŞİMŞEK Amasya Üniversitesi Amasya
İMKB-100 ENDEKSİNDE OYNAKLIĞIN DOĞRUSAL OLMAYAN ZAMAN SERİLERİ İLE MODELLENMESİ
T.C. DOKUZ EYLÜL ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANABİLİM DALI EKONOMETRİ PROGRAMI YÜKSEK LİSANS TEZİ İMKB-100 ENDEKSİNDE OYNAKLIĞIN DOĞRUSAL OLMAYAN ZAMAN SERİLERİ İLE MODELLENMESİ Burcu
TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi İKT352 Ekonometri II, Dönem Sonu Sınavı
TOBB Ekonomi ve Teknoloji Üniversitesi Öğr.Gör.: Yrd. Doç. Dr. A. Talha YALTA Ad, Soyad: Açıklamalar: Bu sınav toplam 100 puan değerinde 5 sorudan oluşmaktadır. Sınav süresi 90 dakikadır ve tüm soruların
PARAMETRİK ve PARAMETRİK OLMAYAN (NON PARAMETRİK) ANALİZ YÖNTEMLERİ.
AED 310 İSTATİSTİK PARAMETRİK ve PARAMETRİK OLMAYAN (NON PARAMETRİK) ANALİZ YÖNTEMLERİ. Standart Sapma S = 2 ( X X ) (n -1) =square root =sum (sigma) X=score for each point in data _ X=mean of scores
ANADOLU ÜNİVERSİTESİ REGRESYON KATSAYILARININ GÜVEN ARALIĞI = + REGRESYON KATSAYILARININ GÜVEN ARALIĞI
ANADOLU ÜNİVERSİTESİ Deney Tasarımı ve Regresyon Analizi Regresyonda Güven Aralıkları ve Hipotez Testleri Doç. Dr. Nihal ERGİNEL-2015 REGRESYON KATSAYILARININ GÜVEN ARALIĞI + in güven aralığı : i-) n 30
TÜRKİYE DE LOJİSTİK HİZMETLERİNİN GELİŞİMİNİN İHRACATTAKİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ
TÜRKİYE DE LOJİSTİK HİZMETLERİNİN GELİŞİMİNİN İHRACATTAKİ BÜYÜMEYE ETKİLERİ İsmet ATEŞ Adnan Menderes Üniversitesi, Nazilli İİBF İsabeyli Yerleşkesi Nazilli-AYDIN E-posta: iates9@gmail.com Erhan IŞIK Kalaba
KIRGIZİSTAN DA ENFLASYON DİNAMİKLERİ, 1998-2006
Sosyal Bilimler Dergisi Sayı: 20 2008 KIRGIZİSTAN DA ENFLASYON DİNAMİKLERİ, 1998-2006 Arş. Gör., Cunus GANİYEV Kırgızistan-Türkiye Manas Üniversitesi, İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi, İktisat Bölümü
3. TÜRKİYE NİN SOSYO-EKONOMİK DURUMU, ANALİZİ VE GELİŞME ÖNGÖRÜLERİ
3. TÜRKİYE NİN SOSYO-EKONOMİK DURUMU, ANALİZİ VE GELİŞME ÖNGÖRÜLERİ 1980 sonrası Türkiye ye bakıldığında; ekonominin dünya ile bütünleşmesinin arttığı, ithalat ve ihracatın dünyada ticareti yapılır mallara
7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller. Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla.
7.Ders Bazı Ekonometrik Modeller Đktisat (ekonomi) biliminin bir kavramı: gayrisafi milli hasıla. Kaynak: TÜĐK dönemler gayri safi yurt içi hasıla düzeyi 1987-1 8680793 1987-2 9929354 1987-3 13560135 1987-4
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 48, Haziran 2017, s
Akademik Sosyal Araştırmalar Dergisi, Yıl: 5, Sayı: 48, Haziran 2017, s. 377-384 Yayın Geliş Tarihi / Article Arrival Date Yayınlanma Tarihi / The Publication Date 21.04.2017 25.06.2017 Öğr. Gör. Ebru
Bağımsız Örneklemler İçin Tek Faktörlü ANOVA
Bağımsız Örneklemler İçin Tek Faktörlü ANOVA ANOVA (Varyans Analizi) birden çok t-testinin uygulanması gerektiği durumlarda hata varyansını azaltmak amacıyla öncelikle bir F istatistiği hesaplanır bu F
İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı
İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t Test) Ankara Üniversitesi Tıp Fakültesi Biyoistatistik Anabilim Dalı İki Ortalama Arasındaki Farkın Önemlilik Testi (Student s t test) Ölçümle
AST416 Astronomide Sayısal Çözümleme - II. 5. Model Testi, Karşılaştırma ve En İyi Modelin Seçimi
AST416 Astronomide Sayısal Çözümleme - II 5. Model Testi, Karşılaştırma ve En İyi Modelin Seçimi "All models are wrong" George Box 1976, Science and Statistics, Journal of the American Statistical Association
DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ
DOĞRUSAL ve DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALAR DOĞRUSAL SINIRLAMALARIN TESTİ t testi F testi Diğer testler: Chow testi MWD testi DOĞRUSAL OLMAYAN SINIRLAMALARIN TESTİ Benzerlik Oranı Testi Lagrange Çarpanı