TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ - EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ARDL MODELİ İLE BİR ANALİZ
|
|
- Nuray Topuz
- 5 yıl önce
- İzleme sayısı:
Transkript
1 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ - EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: ARDL MODELİ İLE BİR ANALİZ ÖZET Seyfein Erdoğan Hilal Bozkur İkisadi büyüme performansını özellikle uzun dönemde poziif yönde ekileyen en önemli fakörlerden biri, sağlıkır. Sağlık yaırımlarının arırılması, öe yandan bu alanda yapılacak kalie iyileşirmesi, oralama yaşam süresinin uzamasına yol açarak emek verimliliğini ve dolayısıyla ekonomik performansı poziif yönde ekiler. Bu çalışmada, Türkiye de yaşam beklenisi ile ikisadi büyüme arasındaki ilişki incelenecekir. Çalışmada dönemine ilişkin yıllık veriler, ARDL modeli ile es edilmişir. Elde edilen bulgulara göre, Türkiye de yaşam beklenisi ile ekonomik büyüme arasında poziif yönlü bir ilişki vardır. ABSTRACT THE RELATION BETWEEN LIFE EXPECTATION AND ECONOMIC GROWTH IN TURKEY: AN ANALYSE WITH ARDL MODEL An imporan facor which posiively affecs he performance of economic growh, paricularly in he long run, is healh. Raising he healh invesmen ogeher wih enhancing he qualiy in his field will lead o produciviy in he labor marke which in urn will have posiive impac on economic performance by increasing he average life span. In his sudy, he relaionship beween life expecancy and economic growh will be analyzed. The annual daa in beween years is esed via ARDL model. According o he findings, here is a posiive relaion beween he life expecancy and economic growh in Turkey. Giriş İkisadi büyüme performansını özellikle uzun dönemde poziif yönde ekileyen en önemli fakörlerden biri, oralama yaşam beklenisinin uzunluğudur. Yaşam beklenisi ile ikisadi büyüme arasındaki ilişkileri araşıran birçok çalışmaya göre, yaşam beklenisi, yüksek ikisadi büyüme performansı ile ilinilidir. Ekonomik büyümenin yaşam beklenisini doğrudan ekilediğini kabul eden bu bakış açısına göre ikisadi büyüme oranı arıkça oralama yaşam süresi de uzar. Çünkü ikisadi büyüme oranının arması, gelir seviyesinin yanısıra, ükeim harcamalarının ve sağlık yaırımlarının armasına yol açar (Morand, 004). Gelişmiş ülkelerdeki oralama yaşam süresinin uzunluğu esas alındığında, bu görüşün haklılığı açıkça oraya çıkar. Son yıllarda gelir yaşam beklenisi şeklinde ifade edilen ilişkinin, aynı zamanda yaşam beklenisi gelir şeklinde de ifade edilebileceği hususuna dikka çekilmişir. Buna göre, gelir arışı oralama yaşam süresini poziif yönde ekilediği gibi oralama yaşam süresinin uzunluğu da gelir arışını poziif yönde ekiler. Oralama yaşam süresini belirleyen en önemli fakör sağlıkır. Sağlık harcamalarının arması ve kalieli sağlık hizmelerinin yaygınlaşması, oralama yaşam süresini ve dolayısıyla ikisadi büyümeyi poziif yönde ekiler. Doç.Dr. Kocaeli Üniversiesi İ.İ.B.F. İkisa Bölümü serdogan@kou.edu.r Yrd.Doç.Dr. Kocaeli Üniversiesi İ.İ.B.F. İkisa Bölümü All righ reserved by The JKEM 5
2 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Sağlıkaki olumlu gelişmelerin (oralama yaşam süresinin uzamasının) ikisadi büyüme üzerindeki olumlu ekilerinin nedenleri dör başlık alında oplanarak açıklanabilir (Bloom ve Canning 999, Scheffler, 004): Verimlilik: Sağlıkaki iyileşmeler emek verimliliğini doğrudan doğruya poziif yönde ekiler. Çünkü sağlıklı bireyler fiziksel olarak daha enerjik oldukları gibi zihinsel açıdan daha dinçirler. Eğiim: Sağlıkaki iyileşmeler nedeniyle oralama yaşam süresinin uzaması, bireyleri, becerilerini gelişirmek amacıyla gerçekleşirdikleri yaırım harcamalarını arırma yönünde güdüler. 3 Çünkü yaşam süresinin uzaması halinde, bireyler kendilerine yönelik yaırımların semeresini yıllarca alacaklarını öngörürler 4 (Kalemli Özcan, Şebnem Reyder, Harl, Weil ve David, 000). Yaşam süresinin uzaması nedeniyle eğiim seviyesinin yükselmesi, emek verimliliğinin ve dolayısıyla hasılanın armasına kakı sağlar. Fiziksel sermaye yaırımlarındaki arış: Yaşam süresinin uzaması bireyleri, ileriki yaşlarda yaşam sandarlarını korumak ve yükselmek amacıyla daha fazla çalışmaya ve göreli olarak daha çok asarruf emeye eşvik eder. Ekonomide asarruf mikarı arıkça ödünç verilebilir fon mikarı ve dolayısıyla yaırım harcamaları aracakır. Öe yandan sağlıklı ve eğiimli işgücünün arığı ülkeler, yabancı doğrudan yaırımlar için cazip hale gelirler. Demografik Kazanç: Sağlık harcamalarının arması ve sağlıkaki kalie iyileşmeleri, çocuk ve bebek ölüm oranının gerilemesine yol açar. Çocuk ve bebek ölüm oranının gerilemesi, insanların çocuksuz kalma kaygılarının azalmasına ve dolayısıyla doğum oranlarının gerilemesine yol açar. Doğum oranının gerilemesi, çocuk başına düşen kaynak mikarının armasına ve nüfusun sağlık ve eğiim düzeyinin yükselmesine yol açar. Bu süreç, demografik dönüşüm kavramı ile ifade edilir. Daha sağlıklı nesillerin yeişirilmesi, çalışma çağındaki nüfusun hem sayıca armasına hem de nieliksel açıdan iyileşmesine poziif kakı sağlar. Verimlilik arışı açısından olumlu bir gelişme olarak değerlendirilen bu durum, nihai olarak ulusal gelir üzerinde olumlu ekiler doğurur. Sağlıkaki poziif gelişmelerin oralama yaşam süresinin uzamasına yol açarak, yaşlı nüfusun armasına neden olabileceği düşünülebilir. Ancak unumamak gerekir ki, uzun yaşama beklenisine sahip bireylerin yaşam boyu eğiim ilkesine uygun davranmaları halinde elde eikleri bilgi birikiminden genç nüfusun eğiim sürecinde yararlanılabilir. Öe yandan, uzun dönem yaşam beklenisine sahip bireyler fiziksel ve zihinsel sağlıklarına daha fazla önem verdikleri gibi eğiime de göreli olarak daha fazla önem verirler. Bu davranış eğilimine sahip bireylerin kendi yaşam felsefesine uygun bireyler yeişirme çabaları, en nihai olarak genel verimlilik oranının armasına yol açar. Bu genel açıklamalardan sonra çalışmanın iki bölümden meydana geldiğini belirelim. Birinci bölümde lieraür araşırması üzerinde durulmuş, ikinci bölümde ise, ampirik analize yer verilmişir.. Lieraür Araşırması Yaşam beklenisi ile ikisadi büyüme arasındaki ilişkinin araşırılması, birçok ikisaçının dikkaini çekmişir. Çalışmanın bu bölümünde, örnek bazı çalışmaların bulgularına yer verilecekir. 3 de la Croix ve Licandro, eğiim süresi ile yaşam beklenisi arasında poziif bir ilişkinin varlığını, 999 yılında yayınlanan çalışmalarında gösermişlerdir. Çalışmada, eğiimin opimal süresinin sapanmasında yaşam beklenisinin asli bir role sahip olduğu belirilmişir. Bkz. (Croix D. de la ve Licandro,999). 4 Climen, ve Doménech, kısa yaşam beklenisine sahip bireylerin, uzun yaşam beklenisine sahip bireylere göre geirisinden göreli olarak kısa süre yararlanabileceklerini düşündüklerinden dolayı, eğiime ömürlerinden ayırdıkları süreyi kısmayı ercih eiklerini belirmişir (Climen, ve Doménech, 006). Tüm hakları dergiye aiir 6
3 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring (Bloom, Canning, ve Sevilla, 00), sağlıkaki olumlu gelişmelerin, oplam hasıla üzerinde isaisiki olarak kayda değer düzeyde poziif ekiler doğurduğunu ileri sürmüşlerdir. Yaşam beklenisinde sağlanan bir yıllık iyileşmenin hasılada yüzde dörlük bir arış sağladığını ifade emişlerdir. Bloom, Canning ve Sevilla nın çalışmasında 04 ülkenin dönemine ilişkin verileri kullanılmışır. Yazarlar, yaşam beklenisindeki iyileşmelerin hasıla üzerindeki poziif ekisinin göreli olarak yüksek olmasını, sağlık hizmelerini iyileşirmeye yönelik harcama arışının emek verimliliği üzerindeki poziif ekisinin daha iyi anlaşılması açısından anlamlı olduğunu vurgulamışlardır. (McDonald ve Robers, 00), 77 ülkenin dönemine ai verilerini kullandıkları çalışmalarında elde eikleri bulgular, doğumda yaşam beklenisinin ikisadi büyüme oranını olumlu yönde ekilediğini oraya koymuşur. Bu sonuç, ikisadi büyüme performansı açısından sağlığın önemini açıklamakadır. (Mayer, 00), 8 Lain Amerika ülkesinin dönemine ai verilerini kullanarak yapıkları çalışmada, sağlıkan gelire doğru güçlü bir nedensellik ilişkinin varlığını oraya koymuşlardır. Çalışmada yaş ve cinsiye guruplarının hayaa kalma olasılığı (yaşam beklenisi), sağlık gösergesi olarak kabul edilmiş ve yaş grubundaki insanların sağlığındaki iyileşmelerin gelir büyümesine önemli ölçüde kakı yapabileceği şeklinde ilginç bir bulguya ulaşıldığı ifade edilmişir. Öe yandan Lain Amerika da yeişkin ve yaşlı insanların sağlığındaki iyileşmelerin, %0.8 ve %.5 oranında ikisadi büyümeyi arırdığı ileri sürülmüşür. Bu sonuç, sağlıkaki iyileşmelerin doğrudan doğruya verimliliği, eğiimdeki verimliliği ve yaırım mikarını, kadın nüfusun çalışma hayaına kaılım oranını arırdığı, diğer arafan sağlık sorunlarından kaynaklanan ekonomik yükü azalığı görüşüne dayandırılmışır. (Chakrabory, 004), 95 ülkenin dönemine ai verilerini kullandığı çalışmada, yaşam beklenisinin büyüme performansını poziif yönde ekilediğini sapamışır. Chakrabory, sürdürülebilir büyüme oranının yakalanması için, sağlık harcamalarının ön koşul olduğunu belirmişir. Ayrıca, ölüm oranının yüksek olduğu ülkelerde yaşam süresinin göreli olarak kısa olmasının, yaırım ve asarruf eğilimini negaif yönde ekilediğini vurgulamışır. (Bhargava, vd., 00), 9 ülkenin dönemine ai verilerini kullandıkları çalışmada, düşük gelirli ülkelerde, sağlık gösergelerinden biri olarak kabul edilen yeişkinlerin hayaa kalma oranının GSYİH büyüme oranını poziif yönde ekilediğine ilişkin bulgular elde edilmişir. (de la Croix ve Licandro, 999), yaşam beklenisinin büyüme üzerinde, göreli olarak kısa yaşam beklenisine sahip ülkelerde poziif, ileri derecede gelişmiş ülkelerde ise negaif ekiye yol açığını ifade emişir. Öe yandan uzun yaşamın büyüme üzerindeki poziif ekisinin çalışan nüfusun oralama yaşındaki arış ile dengelendiğini belirilmişir. (Zhang ve Zhang, 005), 76 ülkenin dönemine ai verilerin kullandıkları çalışmada, yaşam beklenisinin ikisadi büyüme ve deerminanlarını nasıl ekilediğini araşırmışlardır. Elde edilen sonuçlara göre yaşam beklenisi, ora öğreime kayı oranı ve büyüme üzerinde poziif, doğum oranı üzerinde ise negaif bir ekiye sahipir. Çalışmada, yaşam beklenisinin söz konusu ekilerinin yüksek yaşam beklenisine sahip ülkelerde daha zayıf olduğu ileri sürülmüşür. Ayrıca, birçok gelişmeke olan ülkede, yaşam beklenisinin düşük olduğu ve dolayısıyla yaşam beklenisini arırma çabalarının ekonomik büyümeyi olumlu yönde, doğum oranını ise düşüş yönünde ekileyeceği vurgulanmışır. Zhang ve Zhang ın Lee ile birlike yapıkları çalışmada da, yaşam beklenisindeki arışın (ölüm oranındaki düşüş) üçüncü dünya ülkelerinde büyüme oranını arırdığını, buna karşın çoğu sanayi oplumlarında (uzun yaşam beklenisine sahip oplumlarda), büyüme oranını All righ reserved by The JKEM 7
4 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I azalığını ileri sürmüşlerdir Zhang, Zhang ve Lee, 003). Benzer bir sonuca Tabaa da ulaşmışır. Tabaa çalışmasında yaşam beklenisinin büyüme üzerinde, yaşam beklenisinin göreli olarak düşük olduğu ülkelerde poziif, göreli olarak yüksek olduğu ülkelerde ise negaif ekiye sahip olduğunu gösermişir. (Tabaa, 005). Boucekkine, Croix. ve Licandro, çalışmalarında, yaşam beklenisinin belirli bir eşik değere kadar kişi başına düşen gelir büyümesini poziif yönde, söz konusu eşik değer aşıldıkan sonra negaif yönde ekileyeceğine ilişkin bulgulara ulaşmışlardır. Yaşam beklenisi ile büyüme arasındaki negaif ilişkinin iş gücünün yaşlanmasından kaynaklandığı ileri sürülmüşür (Boucekkine, de la Croix ve Licandro, 00). Eşik değer vurgusunu, Echevarría da yapmışır. Echevarría, yaşam beklenisinin belirli bir eşik değere ulaşığında, göreli olarak yüksek yaşam beklenisinin düşük büyüme oranına eşlik edeceğini ifade emişir (Echevarría, 004)..Kullanılan Yönem ve Veriler Zaman serilerinin çoğunlukla durağan olmadığı gerçeği dikkaleri birim kök eslerine yönelmişir. (Dickey ve Fuller 979,98) arafından gelişirilen DF (Dickey-Fuller), ADF (Genişleilmiş Dickey Fuller) ve (Phillips ve Peron 988) esleri ile serilerin hangi ürden rende sahip olduğu belirlenmekedir. Eğer seri, deerminisik sürece sahipse rendden arındırılmaka, sokasik sürece sahip ise fark alınarak durağanlaşmakadır. (Granger ve Newbold 974) arafından ele alındığı gibi, makro ekonomik serilerin çoğunlukla orak rend içermesi, seriler arasında gerçeke var olmayan sahe ilişkilerin oraya çıkmasına neden olmakadır. Durağan olmayan seriler arasında kurulan bir ilişki, sahe (spurious) regresyona yol açarak, yüksek R, yüksek isaisikleri ve düşük Durbin-Wason (DW) isaisik değerleri ile yapay olarak şişkin ve aslında geçersiz es isaisiklerine ulaşılmasına olanak anımakadır. Benzer sonuçlar (Granger, Hyung ve Jeon, 00) arafından ooregresif ve harekeli oralama sürecine ilişkin seriler için de elde edilmişir. Gözlem sayısından bağımsız olarak yüksek isaisikleri elde edilmeke ve poziif ookorelasyonla karşılaşılmakadır. Sözü edilen bu sakıncaları gidermek için, serilerin farklarının alınması ya da renen arındırılması, uzun dönem bilgisinin kaybolmasına sebep olmaka ve ancak kısa dönem bilgilerinin elde edilmesine izin vermekedir. (Granger,98) ve (Engle ve Granger, 987), bu gerçeklerden yola çıkarak hem sahe regresyon problemini aşmak, hem de uzun dönem bilgilerini de kullanabilmek için koinegrasyon yönemini önermişir. (.) eşiliğinde olduğu gibi, iki değişkenin yer aldığı bir model düşünüldüğünde, her iki değişkenin de durağanlık merebesi aynı ise [X ~ I(), Y ~ I()], değişkenler arasında koinegrasyon araşırması yapılabilir. Serilerin düzey değerlerinin regresyon modelinde kullanılması ile elde edilen haa erimi durağan ise [u ~ I(0)], (.) eşiliğine ulaşılır. ΔY = αδx + β + e ( y ax ) (.) Eşilike β kasayısının isaisiki olarak anlamlı olması önemlidir. Haa erimi durağan bulunmaz ise, bir diğer deyişle durağanlık merebesi modelde yer alan değişkenlerin durağanlık merebesi ile aynı ya da daha büyükse, seriler arasında koinegrasyon ilişkisi aranamaz. e = y βx ~N(0,) durumunda haa eriminin durağanlık merebesi I(0) olacakır. Bu duruma ilişkin emel hipoez; Tüm hakları dergiye aiir 8
5 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring H :e, birim köke sahipir, dolayısıyla x ve y koinegre değildir, 0 şeklinde belirlenerek, x ve y arasında koinegre ilişkisi olduğu yönündeki alernaif hipoeze karşı sınanır (Maddala,99:598). Eğer ikiden fazla sayıda değişken arasında uzun dönem ilişkisi araşırılıyorsa, Engle-Granger yönemi, işleyişinde birakım güçlükler ve eksiklikler barındırmakadır. Bu eksiklikleri gidermek üzere (Johansen,988), (Sock ve Wason, 988) ve (Johansen ve Juselius,990), koinegrasyonu sağlayan vekörlerin ahmininin En Çok Benzerlik yönemi ile hesaplanmasına yönelik Johansen Koinegrasyon Yönemi ni öne sürmüşlerdir. Johansen yönemi, Dickey-Fuller yöneminin genelleşirilmiş bir göserimidir: X = Π X Π k X k + e, =,,..., (.) Burada X, geçmiş değerleri ile ifade edilen değişkenler vekörünü simgelemekedir. Bu göserim, değişkenlerin VAR modeli ile geçmiş dönem değerleri ile ifade edilmesidir. Modeli harekeli oralama göserimi ile ifade eiğimizde, aşağıdaki eşiliğe ulaşılır. A( e) = I Π e... Π (.3) A marisinin rankı r, koinegre vekör sayısını vermekedir ve eşiliklerdeki p boyulu değişken vekörünün en fazla bir eksiği kadar (r<p) olabilir. Haa erimi e ise, beyaz gürülü sürecine sahipir. A( e) e= = Π = I Π... Π k, (.4) ' Π = αβ ' ' П kasayılar marisi (pxr) boyulu α ve β marislerinin çarpımıdır. α, ayarlama hızı, β ise, sahip olduğu saır sayısının koinegre vekör sayısına eşi olduğu, en çok benzerlik ahmini ile elde edilen marisir. Koinegrasyon (Eşbüünleşme) Yönemi nin uygulanabilmesi için serilerin aynı merebeden durağan olmaları gerekmeke, düzeyde durağan seriler için ise Sandar VAR Yönemi uygulanmakadır. Oysa ele alınan değişkenlerin durağanlık merebeleri farklı olduğunda ise yönem geçersiz kalmakadır. Değişkenlerin aynı merebeden durağan olmayıp, bazılarının birinci fark, bazılarının ise düzeyde durağan olmaları durumunda koinegrasyon yönemi kullanılamamakadır. Sözü edilen güçlüğü beraraf emek üzere (Pesaran ve Shin, 997) arafından oraya konan ARDL (Auoregressive Disribued Lag) Yönemi, sisemde yer alan değişkenlerin birim kök içerip içermedikleri bilgisine gerek kalmadan kullanılan bir yönemdir. Sınır (Bound) Tesi olarak da bilinen yönem, değişkenlerin bazılarının düzey, bazılarının birinci merebeden durağan olmaları durumunda kullanılmaka ve (Engle ve Granger, 987) ın oraya koyduğu yöneme benzer şekilde iki aşamada uygulanmakadır. İlk aşamada değişkenlerin farklarına ilişkin gecikmelere ve düzey değerlerinin ilk gecikmeli değerlerine yer verilmeke, ayrıca, sandar F esi ile bu eşilike uzun dönem ilişkinin varlığı es edilmekedir. ARDL modelini, ele aldığımız değişkenler açısından oluşurursak, aşağıdaki eşiliğe ulaşırız: m i= i m Δy = α + β Δy + β Δx + β y + β x + e (.5) i= i (.5) eşiliğinde sınanacak emel hipoez; H o : β3 = β4 = 0 şeklindedir. Serilerin büünü için AIC ve SC krierlerinin gözeilmesiyle bulunacak gecikme seviyesinin (m) ele alınması ile oluşurulan modelde, ookorelasyonun olmadığı kararına varıldıkan sonra, ilgili hipoezin es edileceği kriik değerler, (Pesaran, 00) arafından verilmişir. Sabi ve deerminisik rendin varlığına ve gerek sabi gerekse rend üzerine konulan kısılamalara göre farklı ablo değerleri kullanılmakadır. Hesaplanan F isaisiği, kriik al ve üs değerlerin üzerinde ise k e k 3 4 All righ reserved by The JKEM 9
6 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığına, al limi değerin alında ise uzun dönemli ilişkinin yokluğuna karar verilmekedir. Şaye hesaplanan isaisik, iki değerin arasında kalıyor ise, bir karara varılamamakadır. Değişkenler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığına karar verilirse, uzun ve kısa dönem paramereleri hesaplanmaka ve yorumlanmakadır. Uzun dönemli ilişki; y m m = + βy i + βx + i= i= α e (.6) eşiliği ile elde edilmekedir. İlgili gecikme yapıları, Granger nedensellik esinde yapıldığı gibi, önce bağımlı değişken için AIC ve SC krierlerine göre sapanacak uygun gecikmenin ardından diğer bağımsız değişkenlerin sırayla regresyona kendi gecikmeleri ile koşulması sonucu bulunmakadır. Bu şekilde her değişken için ayrı gecikme yapısı kullanılabilmekedir. Ardından kısa dönemli ilişki ahmin edilirken, uzun dönem ilişkisinden elde edilen haa eriminin bir dönem gecikmeli değeri kullanılmakadır. Δy m m = + βδy i + βδx i + β3e + i= i= α e (.7) (.7) eşiliğinde, uzun dönem eşiliğinden elde edilen ve kısa dönemdeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönemde giderileceğini ifade eden haa eriminin gecikmeli değerine ilişkinin kasayısının isaisiki olarak anlamlı ve negaif olması beklenir. Çalışmada ARDL modeli için kullanılan veriler dönemine ilişkin yıllık verilerdir. Modelde kullanılacak değişkenler, yaşam beklenisi (life expecancy) (X), reel GSMH (X), sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı (X3)dır. Veriler Human Developmen Repor (00, 004), Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası, Devle Planlama Teşkilaı inerne adreslerinden emin edilmişir. 3. Ampirik Sonuçlar Analiz üç adımdan oluşmakadır. İlk önce yaşam beklenisi (life expecancy) ile GSMH arasındaki ilişki, ardından yaşam beklenisi ve sağlık harcamaları arasındaki ilişki ve son olarak GSMH ile sağlık harcamaları arasındaki uzun dönemli ilişki araşırılacakır. 3.. Yaşam Beklenisi ve GSMH Arasındaki İlişki Sınır esinin uygulanmasında ilk adım, değişkenler için orak gecikme uzunluğunun belirlenmesidir. Bu amaçla kullanılan kriik değerler, Akaike ve Schwarz Bilgi Krieri (AIC ve SC) dir. Uygun gecikmenin espiinin ardından, ilgili gecikmede ookorelasyon sorununun bulunmaması da gereklidir. Tablo : Sınır Tesi İçin Gecikme Sayısının Tespii m(gecikme) AIC SC 0.539* * *En düşük AIC ve SC değerleri birinci gecikmede elde edilmişir. İlgili gecikmede Breusch-Godfrey LM esinin değeri.365, χ kriik değerden küçük olduğu için, ookorelasyon olmadığı kararına varılmışır. Tüm hakları dergiye aiir 30
7 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring ARDL modelinin ahmininde kullanılacak gecikmeye ve bu gecikmede ookorelasyon olmadığına karar verildiken sonra, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırmak üzere F esi isaisiğine başvurulmakadır. (.5) eşiliğinde β = β 0 hipoezi sınanarak, uzun dönemli ilişkinin mevcu olup olmadığına karar verilecekir. 3 4 = Tablo : F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılması k F İsaisiği Kriik Değerler Al Sınır Üs Sınır k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (00) Tablo C.v:Case V den alınan %5 haa payına ilişkin değerlerdir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üsünde yer aldığı için, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır Uzun Dönemli İlişki Uzun dönemli ilişkiyi araşırmak üzere kullanılacak model (.) eşiliğidir. Modelde sadece uzun dönem kasayılarına yer verilmeke ve kasayıların anlamlılığı incelenmekedir. Modelin ahmininden elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tablo 3:ARDL (,) Modeli sonuçları ve Uzun Dönem Kasayıları Bağımlı değişken x (GSMH) Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) X(-) [.06] X [.000] X(-) [.00] C [.3] T [.00] Uzun Dönem Kasayıları X [.84] C [.74] Trend [.00] R = , Düzelilmiş R = , DW isaisiği =.046, F isaisiği = 46,9946 Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tes İsaisiği() = (0.554), Jarque-Bera Normallik Tesi () =.806(0.554), WhieHeeroskedasisie Tesi ()=.5765(0.) *Paranez içindeki değerler, isaisiklere ilişkin olasılık değerlerini ifade emekedir. Tablo 3 de verilen uzun dönem kasayıları incelendiğinde, doğuşa yaşam beklenisinin, GSMH üzerinde ekisi poziif, ancak isaisiki olarak anlamlı gözükmemekedir. Uzun dönemli ilişki incelendiken sonra, seriler arasında kısa dönemli ilişki gözlenecekir Kısa Dönemli İlişki (.6) eşiliğinden elde edilen haa düzelme kasayısı (uzun dönem ilişkisinden elde edilen haa erimleri serisinin bir dönem gecikmeli değeri) anlamlılığı, kısa dönemdeki dengesizliğin ne kadarının uzun dönemde düzelileceğini göserir. Bu kasayının işareinin negaif ve isaisiki olarak anlamlı olması beklenir. Kısa dönemli analizden elde edilen sonuçlar Tablo 4 deki gibidir: All righ reserved by The JKEM 3
8 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Tablo 4: ARDL (,) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) dx [.000] dc [.3] dt [.000] ecm(-) [.0] R =0,6070, Düzelilmiş R =0,585 F isaisiği (p olasılığı)= 0.30[.000] DW isaisiği =.046 Tablo 4 den elde edilen sonuçlara göre, haa düzelme kasayısının değeri negaif ve isaisiki olarak anlamlıdır. Kısa dönemle uzun dönem arasındaki dengesizlik dönem sonunda yaklaşık %50 oranında giderilecekir. Doğuşa yaşam beklenisi ile GSMH arasındaki ilişki poziif ve anlamlı olarak elde edilmişir. Bağımlı değişkene göre normalleşirme neicesinde elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: X = *C *T *X (3.) Eşiliğe göre, doğuşa yaşam beklenisinde sağlanacak % lik gelişme, GSMH değişkenini %0.43 lük bir arış yaraacakır. 3.. Doğuşa Yaşam Beklenisi ve Sağlık Harcamaları Arasındaki İlişki Sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı ile doğuşa yaşam beklenisi arasındaki uzun dönemli ilişkinin incelenmesi amacıyla, öncelikle seriler için uygun gecikme belirlenecekir. Bu çerçevede AIC ve SC değerleri kullanılacakır. Tablo 5: Sınır Tesi İçin Gecikme Sayısının Tespii m(gecikme) AIC SC * -0.4* *En düşük AIC ve SC değerleri dördüncü gecikmede elde edilmişir. İlgili gecikmede Breusch-Godfrey LM esinin değeri.843, χ kriik değerden küçük olduğu için, ookorelasyon olmadığı kararına varılmışır. ARDL modelinin ahmininde kullanılacak gecikmeye ve bu gecikmede ookorelasyon olmadığına karar verildiken sonra, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırmak üzere F isaisiğine başvurulmakadır. (.5) eşiliğinde β 3 = β 4 = 0 hipoezi sınanarak, uzun dönemli ilişkinin mevcu olup olmadığına karar verilecekir. Tablo 6: F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılması k F İsaisiği Kriik Değerler Al Sınır Üs Sınır k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler (Pesaran vd.,00) Tablo C.v:Case V den %5 haa payına ilişkin değerlerdir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üsünde yer aldığı için, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Tüm hakları dergiye aiir 3
9 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring 3... Uzun Dönemli İlişki Uzun dönemli ilişkiyi araşırmak üzere kullanılan modelin ahmininden elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tablo 7:ARDL (,4) Modeli sonuçları ve Uzun Dönem Kasayıları Bağımlı değişken x(doğuşa yaşam beklenisi) Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) X(-) [.000] X [.000] X3(-) [.000] X3(-) E [.38] X3(-3) E [.70] X3(-4) [.0] C [.000] Uzun Dönem Kasayıları X [.000] C [.000] R = , Düzelilmiş R = , DW isaisiği =,9050, F isaisiği = [.000] Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tes İsaisiği =.0994[.76], Jarque-Bera Normallik Tesi () =.596[.944], WhieHeeroskedasisie Tesi ()= 5.059[.05]) *Paranez içindeki değerler, isaisiklere ilişkin olasılık değerlerini ifade emekedir. Tablo 7 de verilen uzun dönem kasayıları incelendiğinde, sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı, yaşam beklenisi üzerinde uzun dönemde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Uzun dönemli ilişki incelendiken sonra, seriler arasında kısa dönemli ilişki gözlenecekir Kısa Dönemli İlişki Seriler arasındaki kısa dönemli ilişkiye ilişkin sonuçlar Tablo 8 de yer almakadır. Tablo 8: ARDL (,4) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) dx [.000] dx3(-) [.000] dx3(-) [.00] dx3(-3) [.0] dc [.000] ecm(-) [.000] R =0,93, Düzelilmiş R =0,87585 F isaisiği (p olasılığı)= [.000] DW isaisiği =.9050 Haa düzelme kasayısı negaif ve anlamlıdır. Bu sonuca göre, kısa dönem ile uzun dönem arasındaki dengesizlik bir dönem sonunda %6 oranında giderilecekir. All righ reserved by The JKEM 33
10 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Bağımlı değişkene göre normalleşirme neicesinde elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: X=.7478*C *X3 (3.) (3.) eşiliğine göre, sağlık harcamalarının GSMH içindeki payı birim ararsa, doğuşa yaşam beklenisi % 0.57 kadar aracakır Sağlık Harcamaları ile GSMH Arasındaki İlişki Bu bölümde büyüme oranı ile sağlık alanında yapılan harcamalar arasındaki ilişki, bu ilişkinin yönü ve ilişkinin uzun dönemli olup olmadığı incelenmekedir. Tablo 9: Sınır Tesi İçin Gecikme Sayısının Tespii m(gecikme) AIC SC * * *En düşük AIC ve SC değerleri birinci gecikmede elde edilmişir.breusch-godfrey esi.099(0944) olarak elde edilmişir. ARDL modelinin ahmininde kullanılacak gecikmeye ve bu gecikmede ookorelasyon olmadığına karar verildiken sonra, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin varlığını araşırmak üzere F isaisiğine başvurulmakadır. Tablo 0: F İsaisiğinin Kriik Değerlerle Karşılaşırılması k F İsaisiği Kriik Değerler Al Sınır Üs Sınır k, modelde yer alan bağımsız değişken sayısıdır. Kriik değerler Pesaran vd. (00) Tablo C.v:Case V den %5 haa payına ilişkin değerlerdir. Hesaplanan F isaisiği üs kriik değerin üsünde yer aldığı için, seriler arasında uzun dönemli ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır Uzun Dönemli İlişki Uzun dönemli ilişkiyi araşırmak üzere kullanılan modelin ahmininden elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: Tüm hakları dergiye aiir 34
11 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring Tablo :ARDL (,0) Modeli sonuçları ve Uzun Dönem Kasayıları Bağımlı değişken x3(sağlık harcamaları) Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) X3(-) [.000] X [.000] C [.000] T [.000] Uzun Dönem Kasayıları X [.003] C [.004] T [.004] R = , Düzelilmiş R = 0.769, DW isaisiği =,7094, F isaisiği =.88[0.000] Breusch-Godfrey Ookorelasyon Tes İsaisiği =.67[0.4], Jarque-Bera Normallik Tesi () =.0876[.58], WhieHeeroskedasisie Tesi ()= 0.630[.608] *Paranez içindeki değerler, isaisiklere ilişkin olasılık değerlerini ifade emekedir. Tablo de verilen uzun dönem kasayıları incelendiğinde, GSMH sağlık harcamaları üzerinde uzun dönemde poziif ve anlamlı bir ekiye sahipir. Uzun dönemli ilişki incelendiken sonra, seriler arasında kısa dönemli ilişki gözlenecekir Kısa Dönemli İlişki Seriler arasındaki kısa dönemli ilişkiye ilişkin sonuçlar Tablo de yer almakadır. Tablo : ARDL (,0) Yaklaşımına Dayalı Haa Düzelme Modeli Sonuçları Değişkenler Kasayı isaisiği (p olasılığı) dx [.000] dc [.000] dt [.000] ecm(-) [.00] R =058835, Düzelilmiş R =0,5955 F isaisiği (p olasılığı)= [.000] DW isaisiği =.7094 Haa düzelme kasayısı negaif ve anlamlıdır. Bu sonuca göre, kısa dönem ile uzun dönem arasındaki dengesizlik bir dönem sonunda % 4 oranında giderilecekir. Bağımlı değişkene göre normalleşirme neicesinde elde edilen sonuçlar aşağıdaki gibidir: X3= 6.598*C *T+7.577*X (3.3) (3.3) eşiliğine göre, GSMH da sağlanacak% lik arış, sağlık harcamalarında 0.75 birim kadar bir arış yaraacakır. All righ reserved by The JKEM 35
12 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I SONUÇ Çalışmadan elde edilen bulgulara göre, sağlık harcamalarından yaşam beklenisine, yaşam beklenisinden büyümeye ve büyümeden sağlık harcamalarına doğru uzun dönemli ilişki gözlenmekedir. Sağlık alanındaki iyileşmenin oralama yaşam süresinin ve dolayısıyla gelir düzeyinin armasına yol açması, poliika yapıcıların göz önüne alması gereken bir gelişmedir. Bu Çerçevede, bebek ve çocuk ölüm oranının düşürülmesi, kişi başına düşen sağlık hizmelerinin mikar ve kalie açısından iyileşirilmesine dönük poliikalar uygulanmalıdır. Bu ür poliikalar, beşeri sermaye gücünü poziif yönde ekiler. Beşeri sermaye gücünde poziif gelişmeler, ekonomide genel verimlilik düzeyinin yükselmesine kakı sağlayarak uzun dönem büyüme performansını arırır. Tüm hakları dergiye aiir 36
13 The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Spring Kaynakça: Bhargava, A., Jamison, D. T., Lau, L ve Murray, C.J.L. (00), Modeling he Effecs of Healh on Economic Growh, Journal of Healh Economics, Bloom, D.E., Canning, D. ve Sevilla, J.(00), The Effec of Healh on Economic Growh: Theory and Evidence, NBER Working Paper Series, No. 8587, -6. Bloom D. E. and Canning D. (999), The Healh and Wealh of Naions, Science, 87, (5456), 000), Boucekkine, R., Croix. D. de la ve Licandro O. (00), Vinage Human Capial Demographic Trends and Endogenous Growh, Journal of Economic Theory, 04, (), Climen, A.C. ve Doménech, R. (006), Human Capial Inequaliy Life Expecancy and Economic Growh, Insiue of Inernaional Economics, Universiy of Valencia Working Papers, No:0604, -3. Chakrabory, S. (004), Endegoneous Lifeime and Economic Growh, Journal of Economic Theory, 6, de la Croix D. and Licandro, Omar (999), Life Expecancy and Endogenous Growh, Economics Leers, 65, Dickey, D.A. and Fuller, W.A. (979), Disribuion of he Esimaors for Auoregressive Time Series wih a Uni Roo, Journal of American Saisical Associaion, 74, Dickey, D.A. and Fuller, W.A. (98), Likelihood Raio Saisics for Auoregressive Time Series Analysis wih a Uni Roo, Economerica, 49, Engle R.F., Granger C.W.J. (987): Co-Inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion,and Tesing, Economerica, 55, (), Echevarría, C.A. (004), Life Expecancy, Schooling Time, Reiremen, and Growh, Economic Inquiry, 4, (4), Granger, C.W.J.(98), Some Properies of Time Series Daa and Their Use in Economeric Model Specificaion, Journal of Economerics, 6, -30. Granger, C.W.J., Hyung, N. and Jeon, Y. (00), Spurious Regressions wih Saionary Series, Applied Economics, 33, Granger, C.W.J. and Newbold, P.(974), Spurious Regressions in Economics, Journal of Economerics,, -0. Johansen, S.(988): Saisical Analysis of Coinegraion Vecors, Journal of Economic Dynamics and Conrol,, Johansen S. and Juselius K. (990): Maximum Likelihood Esimaion and Inference on Coinegraion-wih Applicaions o he Demand for Money, Oxford Bullein of Economics and Saisic, 5, (), Kalemli Özcan, Şebnem Reyder, Harl E. ve Weil, David N. (000), Moraliy Decline Human Capial Invesmen and Economic Growh, Journal of Developmen Economics, 6, -3. Maddala, G.S. (99),Inroducion o Economerics, Macmillan Publishing Company, New York. Mayer, D. (00), The Long-Term Impac of Healh on Economic Growh in Lain America, World Developmen, 9, (6), McDonald, S. ve Robers, J. (00), Growh and Muliple Forms of Human Capial in an Augmened Solow Model: A Panel Daa Invesigaion, Economics Leers, 74, Morand, O.F. (004), Economic Growh Longeviy and he Epidemiological Transiion, The European Jounal of Healh and Economics, 5, (), Pesaran, H.M., Shin Y. ve Smih R.J. (00): Bounds Tesing Approach o he Analysis of Level Relaionships, Journal of Applied Economerics,6, (3), Pesaran, H.M., Shin Y. (995): An Auoregressive Disribued Lag Modelling Approach o Coinegraion Analysis, DAE Working Paper, No:954, Deparmen of Applied Economics, Universiy of Cambridge. Phillips, P., C., B. and Peron, P. (988), Tesing for a Uni Roo in Time Series Regression, Biomerika, 75, (), All righ reserved by The JKEM 37
14 Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi 008, Cil: III, Sayı:I Sock, J. H. and Wason, M. W. (988), Tesing for Common Trends, Journal of he American Saisical Associaion, 83, Scheffler, R.M. (004), Healh Expendiure and Economic Growh: An Inernaional Perspecive, Occasional Papers on Globalizaion,, (0), Universiy of Souh Florida, 9. Tabaa, K. (005), Populaion Aging, he Coss of Healh Care for he Elderly and Growh, Journal of Macroeconomics, 7, (3), Zhang, J. ve Zhang, J. (005), The Effec of Life Expecancy on Feriliy, Saving, Schooling and Economic Growh: Theory and Evidence, Scandinavian Journal of Economics, 07, (), Zhang, J. ve Zhang, J. and Lee, R. (003), Rising Longeviy Educaion Savings and Growh, Journal of Developmen Economics, 70, Tüm hakları dergiye aiir 38
EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ
The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen / Volume: V SPRING EĞİTİM, SAĞLIK VE İKTİSADİ BÜYÜME ARASINDAKİ İLİŞKİLER: TÜRKİYE İÇİN BİR ANALİZ Hilal BOZKURT Öze: Çok sayıda ampirik araşırma
DetaylıBirim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
DetaylıSAĞLIK HARCAMALARI İKTİSADİ BÜYÜME İLİŞKİSİ ÜZERİNE EKONOMETRİK BİR İNCELEME
The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 2009, Volume IV Spring SAĞLIK HARCAMALARI İKTİSADİ BÜYÜME İLİŞKİSİ ÜZERİNE EKONOMETRİK BİR İNCELEME İbrahim Güran YUMUŞAK Durmuş Çağrı YILDIRIM ÖZET
DetaylıBirim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde
Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 02, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök
Detaylı24.05.2010. 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
DetaylıEnflasyonun 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
DetaylıZaman 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
DetaylıİŞSİZLİK 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.
DetaylıTÜRKİYE 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,
DetaylıTÜRKİYE 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
DetaylıKONYA 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
DetaylıMEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİYE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİYLE BİR UYGULAMA
Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 5, Sayı:, 3 MEVSİMSEL EŞBÜTÜNLEŞME TESTİ: TÜRKİE NİN MAKROEKONOMİK VERİLERİLE BİR UGULAMA Özlem AVAZ KIZILGÖL (*) Öze: Bu çalışmada, GSİH, ihraca,
DetaylıTürkiye 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
DetaylıÇOKLU 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.
DetaylıİŞSİZLİK 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
DetaylıC.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
DetaylıEKONOMİK 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
DetaylıMevsimsel Kointegrasyon Analizi: Güney Afrika Örneği. Seasonal Cointegration Analysis: Example of South Africa
Gazi Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Vol/Cil 3, No/Sayı 6, 216 Mevsimsel Koinegrasyon Analizi Güney Afrika Örneği Jeanine NDIHOKUBWAYO Yılmaz AKDİ Öze Bu çalışmada 1991-2134 dönemi Güney Afrika ekonomik
DetaylıNET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)
NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin
DetaylıBorsa 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,
DetaylıSabit 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
DetaylıBİRİM 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
DetaylıTÜRKİYE 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
DetaylıFİSHER HİPOTEZİNİN TÜRKİYE İÇİN SINANMASI: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ
Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 3, Sayı: 4, 009 05 FİSHER HİPOTEZİNİN TÜRKİYE İÇİN SINANMASI: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ Veli YILANCI (*) Öze: Bu çalışmada, nominal
DetaylıDEĞİŞKENLER 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
DetaylıEurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araştırmaları Dergisi ISSN:
Eurasian Journal of Researches in Social and Economics Avrasya Sosyal ve Ekonomi Araşırmaları Dergisi ISSN:2148-9963 www.asead.com Dr. Merer MERT Gazi Üniversiesi, İİBF, İkisa Bölümü merermer@gazi.edu.r
DetaylıCari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği
Aaürk Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi 05 9 (): 35-36 Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği Munise ILIKKAN ÖZGÜR (*) Öze: Makroekonomik isikrarının sağlanmasında cari işlemler
DetaylıPETROL 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
DetaylıŞeyma 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
DetaylıDöviz 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.,
DetaylıTÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ EĞİTİM SÜRESİ İLİŞKİSİ: MVAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfettin Erdoğan 1
The Journal of Knowledge Economy & Knowledge Managemen 008, Volume III Fall TÜRKİYE DE YŞM EKLENTİSİ EĞİTİM SÜRESİ İLİŞKİSİ: MVR MODELİ İLE İR NLİZ Seyfein Erdoğan ÖZET Hilal ozur Eğiim harcamaları, beşeri
DetaylıOTOKORELASYON 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
DetaylıİMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE
Doğuş Üniversiesi Dergisi, 12 (2) 2011, 256-264 İMKB DE YABANCI İŞLEMLERİ VE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ İLİŞKİSİ THE RELATIONSHIP BETWEEN FOREIGN INVESTMENTS AND STOCK RETURNS ON ISE H. Aydın OKUYAN (1),
DetaylıErkan 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
DetaylıTÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ TASARRUF İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI
Öz TÜRKİYE DE YAŞAM BEKLENTİSİ TASARRUF İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI Hakan KAYA * Halil KETE ** Mehme Sadık AYDIN *** Yaşam beklenisinin uzunluğunda yıllar içerisinde meydana gelen arış, insanların
DetaylıThe 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
DetaylıBüyüme 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
DetaylıTürkiye 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
DetaylıVAR 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
DetaylıTüketici Güveni ve Hisse Senedi Fiyatları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004: :01)
June 7-9, 2009, Eskişehir, Turkey. Tükeici Güveni ve Hisse Senedi Fiyaları Arasındaki Nedensellik İlişkisi: Türkiye Örneği (2004:0-2009:0) Yusuf Volkan Topuz * İkisadi İdari Bilimler Fakülesi, İşleme Bölümü,
DetaylıDağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller. Mehmet Vedat PAZARLIOĞLU
Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller Mehme Veda PAZARLIOĞLU Saik Model Nedir? Saik Model, Y ve X arasında aynı dönemde yani döneminde oraya çıkan ilişkiden gelmekedir. Y = b 0 + b 1 X + u, (=1,2,,n.)
DetaylıFİRMALARIN 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.
DetaylıYAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA. Ali ACARAVCI
Dergisi YAPISAL KIRILMALAR VE KARBON EMİSYONU: KITA AVRUPA ÜLKELERİ İÇİN AMPİRİK BİR UYGULAMA Ali ACARAVCI Musafa Kemal Üniversiesi, İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi acaravci@homail.com ÖZET Bu çalışma,
DetaylıHİSSE 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
DetaylıDEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller
DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Saik Model Y = b 0 + b 1 X + u, (=1,2,,n.) Saik Model, Y ve X arasında aynı dönemde yani döneminde oraya çıkan ilişkiden
DetaylıENFLASYON-BÜYÜME SÜRECİNDE SABİT SERMAYE YATIRIMLARI
LASYON-BÜYÜME SÜRECİNDE SABİT SERMAYE YATIRIMLARI Harun TERZİ (*) Sabiha OLTULULAR (**) Öze: Bu çalışmada enflasyon-büyüme-sabi sermaye yaırımları arasındaki ilişki korelasyon, zaman serileri analizleri
DetaylıAnkara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012
Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi
DetaylıTHE RELATIONSHIP BETWEEN TRADE OPENNESS AND ECONOMIC GROWTH; THE CASE OF TURKEY
Roue Educaional and Social Science Journal Aricle Hisory Received / Geliş Acceped / Kabul Available Online / Yayınlanma 15.11.2017 30.11.2017 15.12.2017 THE RELATIONSHIP BETWEEN TRADE OPENNESS AND ECONOMIC
DetaylıSORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI
Ekonomeri 8 Ocak, 0 Gazi Üniversiesi İkisa Bölümü SORU SETİ 0 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI PROBLEM Aşağıda verilen avuk ei alebi fonksiyonunu düşününüz (960-98): lny = β + β ln X + β ln X + β ln X +
DetaylıAVRASYA Uluslararası Araştırmalar Dergisi. Cilt : 6 Sayı : 15 Sayfa: Kasım 2018 Türkiye. Araştırma Makalesi
AVRASYA Uluslararası Araşırmalar Dergisi Cil : 6 Sayı : 15 Sayfa: 808825 Kasım 2018 Türkiye Araşırma Makalesi TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME, İHRACAT VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİNİN
DetaylıTÜRKİYE 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
DetaylıBölgesel Bazlı Konut Fiyat Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi Arasındaki İlişkinin Ekonometrik Analizi: Türkiye Örneği
Girişimcilik ve Kalkınma Dergisi Journal of Enrepreneurship and Developmen Kış 207, Cil:2 Sayı:2, s. 23-37 Winer 207, Volume:2 Number:2, p. 23-37 Bölgesel Bazlı Konu Fiya Endeksi İle Ekonomik Güven Endeksi
DetaylıİMKB 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,
DetaylıİMKB 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
DetaylıULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK
ULUSAL HİSSE SENETLERİ PİYASASI NDA ETKİNLİK Nuray ERGÜL ÖZET Son yıllarda, Türk Sermaye Piyasalarında hukuk, muhasebe ve deneim alanlarında, uluslararası kuralların uygulanması için büyük değişiklikler
DetaylıYAPISAL 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
DetaylıTHE 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
DetaylıBox-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
DetaylıYAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA
Elecronic Journal of Vocaional Colleges December/Aralık 2012 YAPISAL KIRILMA DURUMUNDA SAĞLIK HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR UYGULAMA Muhammed TIRAŞOĞLU 1 Burcu YILDIRIM 2
DetaylıFinansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği
Volume 2. Number 1. 2011 pp. 121-142 ISSN: 1309-2448 www.berjournal.com Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği Burcu Ozcan a Ayse Ari b Öze: Finansal
DetaylıTÜRKİYE 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.
DetaylıAKADEMİK BAKIŞ Uluslararası Hakemli Sosyal Bilimler E-Dergisi ISSN: X Sayı: 10 Eylül 2006
İkisa ve Girişimcilik Üniversiesi Türk Dünyası Kırgız Türk Sosyal Bilimler Ensiüsü Celalaba KIRGIZİSTAN TÜRKİYE DE İHRACATA VE TURİZME DAYALI BÜYÜME HİPOTEZİNİN ANALİZİ: EŞBÜTÜNLEŞME VE NEDENSELLİK İLİŞKİSİ
DetaylıReel 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
Detaylısbd.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
DetaylıGönderim Tarihi: Kabul Tarihi:
Gönderim Tarihi: 27.04.2016 Kabul Tarihi: 07.11.2017 ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI: TÜRKİYE UYGULAMASI Serve CEYLAN * Burcu YILMAZ ŞAHİN ** A COMPARISON OF CORE INFLATION INDICATORS:
DetaylıTürkiye 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
DetaylıTURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ
T.C. KÜLTÜR ve TURİZM BAKANLIĞI STRATEJİ GELİŞTİRME BAŞKANLIĞI TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ UZMANLIK TEZİ Selim DAĞLIOĞLU EKİM - 010 ANKARA T.C. KÜLTÜR
DetaylıBİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1
BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye
DetaylıTeknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.
YAPISAL DEĞİŞİKLİK Zaman serileri bazı nedenler veya bazı fakörler arafından ekilenerek zaman içinde değişikliklere uğrayabilirler. Bu değişim ikisadi kriz, ikisa poliikalarında yapılan değişiklik, eknolojik
DetaylıGDP and openness while it is negatively effected by labour cost and inflation variables.
GDP and openness while i is negaively effeced by labour cos and inflaion variables. Türkiye de Doğrudan Yabancı Sermaye Yaırımlarının Temel Belirleyicileri: 1990-2006 Dönemine İlişkin Ekonomerik Analiz
DetaylıTÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY
Journal of Yasar Universiy 22 26(7) 4392-444 TÜRK EKONOMİSİNİN ENERJİ BAĞIMLILIĞI ÜZERİNE BİR EŞ-BÜTÜNLEŞME ANALİZİ A CO-INTEGRATION ANALYSIS ON THE ENERGY DEPENDENCY OF THE TURKISH ECONOMY M. Ali Bilginoğlu
DetaylıTÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDAKİ İLİŞKİNİN KOİNTEGRASYON YÖNTEMİYLE İNCELENMESİ
1030 TÜRKİYE DE İHRACAT VE GSMH ARASINDAKİ İLİŞKİNİN KOİNTEGRASYON YÖNTEMİYLE İNCELENMESİ ÖZET Erdal KARAGÖL Alpaslan SEREL Bu çalışmada, Türkiye de ihraca ve GSMH arasındaki ilişki koinegrasyon yönemi
DetaylıPara 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.,
DetaylıYükseköğretimin Büyümeye Etkisi: Eşbütünleşme Analizi The Effect of Higher Education on Growth: A Cointegration Analysis
SESSION 2B: Kalkına 323 Yükseköğreiin Büyüeye Ekisi: Eşbüünleşe Analizi The Effec of Higher Educaion on Growh: A Coinegraion Analysis Ass. Prof. Dr. Mura Musafa Kuluürk (Çankırı Karaekin Universiy, Turkey)
DetaylıEğitim ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: OECD Ülkelerine İlişkin Panel Eşbütünleşme Analizi ( )
Eğiim ve Bilim 2014, Cil 39, Sayı 173 Eğiim ve Ekonomik Büyüme İlişkisi: OECD Ülkelerine İlişkin Panel Eşbüünleşme Analizi (1980-2008) Faih YARDIMCIOĞLU 1 Temel GÜRDAL 2 Mehme Emin ALTUNDEMİR 3 Sakarya
DetaylıEKONOMİK BÜYÜME VE ÇEVRE KİRLİLİĞİNİN SAĞLIK ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE İLE İLGİLİ AMPİRİK KANIT
EKONOMİK BÜYÜME VE ÇEVRE KİRLİLİĞİNİN SAĞLIK ÜZERİNDEKİ ETKİSİ: TÜRKİYE İLE İLGİLİ AMPİRİK KANIT Eyyup ECEVİT * Mura ÇETİN ** ÖZ Gelişen ekonomilerde hızlı ekonomik büyüme ve endüsrileşmenin sonuçlarından
DetaylıRasyonel 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
DetaylıTurizm 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
DetaylıÜCRET-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
DetaylıReel 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.
DetaylıHisse 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
Detaylı1. Savunma Harcamalarının Ekonomiye Etkileri
1 TÜRKİYE DE SAVUNMA HARCAMALARININ İKTİSADİ ETKİLERİ ÜZERİNE NEDENSELLİK ANALİZİ (1970 2010) Giriş İki dünya savaşı ve Soğuk Savaş dönemine ek olarak, birçok bölgesel ihilafların da yaşanması dolayısıyla
DetaylıBRIC 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
DetaylıTürkiye 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
DetaylıTürkiye 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*
DetaylıTürkiye de Enerji Tüketimi ve Ekonomik Büyüme Arasındaki İlişkilerin Ekonometrik İncelemesi. Erkan Özata *
İlişkilerin Ekonomerik İncelemesi * Öze: Ülkelerin ekonomik ve sosyal gelişmelerinin sürükleyici unsuru ve en emel gereksinimlerinden biri enerjidir. İş yapma kapasiesi olarak anımlanan enerjiye gelişmiş
DetaylıCari İşlemler Açığının Sürdürülebilirliğinin Çoklu Yapısal Kırılmalı Eşbütünleşme Yöntemi ile Sınanması
Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:19. Sayı:2. Aralık 2015 ss.135-149 Cari İşlemler Açığının Sürdürülebilirliğinin Çoklu Yapısal Kırılmalı Eşbüünleşme Yönemi ile Tesing he Susainabiliy of Curren Accoun
DetaylıSatın 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,
DetaylıUluslar arasi emtia fiyatlarindan iç fiyatlara asimetrik ve doğrusal olmayan fiyat geçişkenliği: Türkiye için nardl modeli bulgulari
TURKISH ECONOMIC ASSOCIATION DISCUSSION PAPER 2015/15 hp://www.ek.org.r Uluslar arasi emia fiyalarindan iç fiyalara asimerik ve doğrusal olmayan fiya geçişkenliği: Türkiye için nardl modeli bulgulari Uku
DetaylıMetal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipotezinin Türkiye Ekonomisi için Sınanması Intensity of Metal (Steel) Use Hypothesis: A Test for Turkish Economy
SESSION Meal (Çelik) Kullanım Yoğunluğu Hipoezinin ürkiye Ekonomisi için Sınanması Inensiy of Meal (Seel) Use Hypohesis: A es for urkish Economy Assoc. Prof. Dr. Fikre Dülger (Çukurova Universiy, urkey)
DetaylıAzerbaycan, Kazakistan, Kırgızistan ve Türkiye'de İktisadi Özgürlük ve İstihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi
SESSION 3B: Ora Asya Ekonomileri 07 Azerbaycan, Kazakisan, Kırgızisan ve Türkiyede İkisadi Özgürlük ve İsihdam İlişkisi: Bir Panel Veri Analizi Prof. Dr. Ekrem Erdem (Erciyes Universiy, Turkey) Ass. Prof.
DetaylıKAMU BORÇLANMASI KAMU YATIRIMLARINI DIŞLIYOR MU?
Ekonomik Yaklaşım, Cil : 21, Sayı : 74, ss. 39-58 KAMU BORÇLANMASI KAMU YATIRIMLARINI DIŞLIYOR MU? Mehme DURKAYA * Serve CEYLAN ** Okay Orçun BEKEN *** Öze Gelişmeke olan ekonomilerde kamu yaırımlarının
DetaylıYabancı Sermaye Yatırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Etkisinin Türkiye Bağlamında Test Edilmesi
Yabancı Sermaye Yaırımlarının Ekonomik Büyümeye Olan Ekisinin Türkiye Bağlamında Tes Edilmesi Yrd. Doç. Dr. Yusuf DEMİR Süleyman Demirel Üniversiesi, İİBF. Öze Bu çalışma; uluslararası sermaye harekelerinin
DetaylıKAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES HİPOTEZİ ÇERÇEVESİNDE İNCELENMESİ
Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, ICAFR 16 Özel Sayısı In. Journal of Managemen Economics and Business, ICAFR 16 Special Issue KAMU HARCAMALARI VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİNİN WAGNER VE KEYNES
DetaylıREEL 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
DetaylıRASYONEL 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
DetaylıTÜRKİYE 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
Detaylıİthalat-İhracat-Döviz Kuru Bağımlılığı: Bootstrap ile Düzeltilmiş Nedensellik Testi Uygulaması
EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: 2 Sayı: 2 Nisan 202 ss. 37-48 İhala-İhraca-Döviz Kuru Bağımlılığı: Boosrap ile Düzelilmiş Nedensellik Tesi Uygulaması Dependence of Impor-Expor-Exchange Rae:
DetaylıİSTANBUL 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