A nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "A nonlinear estimation of monetary policy reaction function for Turkey"

Transkript

1 MPRA Munich Personal RePEc Archive A nonlinear esimaion of moneary policy reacion funcion for Turkey Tolga Omay Omay and Mubariz Hasanov Çankaya Üniversiesi 6. July 006 Online a hp://mpra.ub.uni-muenchen.de/054/ MPRA Paper No. 054, posed 0. January 00 05:5 UTC

2 Türkiye için Reaksiyon Fonksiyonunun Doğrusal Olmayan Modelle Tahmin Edilmesi Dr. Tolga Omay * Dr. Mübariz Hasanov ** ÖZET Bu çalışmada, Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası nın (TCMB) para poliikası reaksiyon fonksiyonu ahmin edilmişir. İleri ve geri bakışlı reaksiyon fonksiyonları ile TCMB nın poliika yapımının arkasında yaan nedenler ampirik olarak incelenmişir. Bu amaçla, ekonomi lieraüründe sıkça kullanılan reaksiyon fonksiyonu, doğrusal olmayan STR modeli yardımı ile ahmin edilmişir. Tahmin edilen modeller, söz konusu dönemde TCMB nın ileri bakışlı değil, geri bakışlı poliika uyguladığını oraya koymakadır. Elde edilen sonuçlara göre, TCMB nın genişleici para poliikasının arkasında yaan emel amaç, üreim isikrarının sağlanması olmuşur. Buna karşın daralıcı para poliikası uygulandığı zaman, TCMB nın üreim açığını (oupu gap) dikkae almadığı sonucu oraya çıkmakadır. Merkez bankası nın ekonomik canlanmayı sağlamak için önce genişleici para poliikası uygulaması ve enflasyon oranını dikkae almaması, enflasyonu düşürmek için daralıcı para poliikası yaparken ise ek hedefinin fiya isikrarı olması ve üreim isikrarını göz ardı emesi, söz konusu dönemde hem fiyalarda hem de üreimde isikrarsızlığa neden olmuşur. Bu değişkenlerin yanı sıra, Merkez Bankası nın poliika yapım sürecinde dikkae aldığı düşünülen reel döviz kurunun, ne genişleyici para poliikası rejiminde ne de daralıcı para poliikasında hedeflenmediği; ayrıca büçe açıklarının ise sadece daralıcı para poliikası yapılırken hedeflendiği, sapanmışır. A nonlinear esimaion of moneary policy reacion funcion for Turkey ABSTRACT In his paper we have esimaed he moneary reacion funcion of he Cenral Bank of Republic of Turkey. The originaliy of he paper is ha we have used smooh ransiion funcions (STR) ha allow for proper modelling of nonlineariies and asymmeries in he relaionship beween variables under consideraion. The esimaed models sugges ha he backward-looking insead of foreward-looking models bes characerise he CBRT s reacion funcion, ha is, he CBRT reaced o pas inflaion raes raher han o fuure raes. This finding is in conformiy wih earlier research. We have found ha he main purpose of expansionary policy of he CBRT is o sabilise oupu whereas conracionary policies aimed only a reducing he inflaion rae. The fac ha he CBRT has disregarded inflaion in conducing expansionary policy and focused only on oupu sabilisaion may explain why he CBRT was no successful in fighing inflaion. Besides, neiher in expansionary policy regime nor in conracionary policy regime, real exchange rae is no argeed by CBRT. Moreover, budge defici is argeed only in he conracionary policy regime. Jel Code: E5, E58 Keywords: moneary reacion funcion; STR nonlineariy; asymmery; IV esimaion. * Çankaya Üniversiesi, İkisa Bölümü, e-posa: omay@cankaya.edu.r (Corresponding Auhor) ** Haceepe Üniversiesi, İkisa Bölümü, e-posa: muhas@haceepe.edu.r

3 . Giriş Para poliikası reaksiyon fonksiyonlarının ahmin edilmesi, uzun zamandan beri ikisaçıların yoğun ilgisini çekmekedir. 990 lı yılların başından iibaren, bu konudaki çalışmalar da armaya başlamışır. Çalışmaların armasındaki en önemli nedenlerden biride,taylor kuralının (Taylor, 993) Amerikan Merkez Bankasının poliikalarını açıklamada beklenmedik ölçüde büyük başarı sağlamış olmasıdır. Taylor kuralına göre, Fed, faiz oranlarını, fiili üreim düzeyi ve enflasyon oranı ile bu değişkenlerin hedeflenen değerlerinden sapmalarına bağlı olarak belirlemekedir. Taylor (993) den farklı olarak, Clarida ve diğ. (998), ileri bakışlı reaksiyon fonksiyonu ahmin emekedir. Buna ahmine göre, merkez bankaları, para poliikalarını, hedeflenen enflasyon ve büyüme oranları ile beklenen enflasyon ve büyüme oranları arasındaki farka bağlı olarak ayarlamakadırlar; ama son dönemlerde, bu doğruludaki çalışmalar eleşiri konusu olmuşur. Söz konusu eleşirlerin en önemlisi, merkez bankalarının poliikalarının asimeriliği ile ilgilidir. Örneğin, Cukierman (000), hükümeler açısından, ekonomik genişlemenin sağladığı faydaların, daralmanın geirdiği maliyelerinden daha düşük olduğunu iddia emekedir. Dolayısıyla, merkez bankaları, genişleme ve daralmalara asimerik epkiler vermekedir. Gerlach (000), merkez bankalarının, negaif büyüme oranlarına, poziif büyüme oranlarından daha büyük önem afeiği sonucuna varmakadır. Ruge-Mircia (00, 004) çalışmalarında ise, büyüme oranı yerine işsizlik oranındaki asimeriği incelemiş ve merkez banklarının işsizlik oranına epkilerinin de doğrusal olmadığı sonucuna varmışır. Bec ve diğ. (00) de, reaksiyon fonksiyonlarının doğrusal olmadığı sonucuna varmışır. Türkiye ile ilgili yapılan önceki çalışmalarda da, esas olarak Clarida ve diğ. (998) çalışması emel alınmışır. Berümen ve Malayalı (000) ve Berümen ve Taşcı (004), Türkiye Cumhuriyei Merkez Bankası nın (TCMB), enflasyon oranını hedeflemediği sonucuna varmışlardır. Buna karşın, sanayi üreimi, TCMB nın önemli hedeflerinden biri olarak espi edilmişir. Berümen ve Taşçı nın 004 çalışmalarında vardıkları sonuca göre, TCMB, enflasyondan çok piyasaların sabiliğini hedeflemişir. Berümen ve Malayalı (000) ise, TCMB nin gelecekeki enflasyon oranından çok, enflasyon oranının geçmiş değerlerine epki verdiği sonucuna ulaşmışır. Berümen ve Malayalı nın (000) vardığı bir diğer sonuç da, ileri bakışlı para poliikası reaksiyon fonksiyonu yerine, geri bakışlı para poliikası reaksiyon fonksiyonunun kullanılmasının daha iyi sonuçlar verdiğidir. Berümen ve Malayalı (000) ve Berümen ve Taşçı (004) den farklı olarak, Telaar (00), doğrusal olmayan Markov rejim değişimi modeli kullanmışır. Abrahams ve diğ. (980) arafından da beliriği gibi, makroekonomik isikrarsızlık olması halinde, isikrarlı bir yapının olduğu varsayımı üzerine kurulu sabi kasayılı modeller uygun olmamaka ve para poliikası reaksiyon fonksiyonları, ilgili poliika ensrümanı açısından varolan belirsizlik oramı dikkae alınarak oluşurmalıdır. Telaar (00), bu görüşen harekele, TCMB nın reaksiyon fonksiyonunu, değişen kasayılı Markov-değişimli varyans modeli kullanarak ahmin emiş ve enflasyon oranı ile para poliikası arasında isikrarlı bir ilişki olmadığı sonucuna ulaşmışır. Bu sonuca göre, enflasyonla mücadelede para poliikası ek başına başarılı sonuçlar sağlayamamakadır. Bu çalışmada, TCMB nın doğrusal olmayan reaksiyon fonksiyonu, doğrusal olmayan STR (smooh ransiion regression yumuşak geçiş regresyon) modeli kullanılarak ahmin edilmişir. Doğrusal olmayan model seçiminin iki emel nedeni bulunmakadır. Bunlardan ilki, yukarıda da kısaca açıklandığı gibi, merkez bankalarının ekonomik duruma epkilerinin asimerik olabileceği gerçeğidir. İkinci neden ise, doğrusal bir model seçildiği zaman inceleme konusu olan değişkenlerin ikisadi oramın yapısından bağımsız aynı ür harekeler

4 sergilediği ön varsayımı zorunlu olarak kabul edilmekedir. Yapılan poliika değişiklikleri, oluşan ikisadi krizler ve ekonomik oramın yeniden yapılanması için gerçekleşirilen kurumsal değişiklikler, ikisadi değişkenlerin hem bireysel harekelerinde hem de birbirleri ile olan ilişkilerinde değişimlere sebep olmakadır. İkisadi oramdaki bu ür değişimleri sağlıklı bir şekilde incelemek için doğrusal bir yapının yeerli olmayacağı açıkır. Bu yüzden ikisadi değişkenlerin zamana bağlı değişimleri ve karşılıklı ekileşimleri ampirik olarak incelenirken yapılan esler, eğer, doğrusal bir ilişkiye işare ediyorsa doğrusal model kullanılmalı, aksi akirde doğrusal olmayan alernaif modeller ercih edilmelidir. Bu çalışmada kullanılacak olan STR modelleme yaklaşımı, yukarıda bahsedilen büün doğrusal olmayan özellikleri ele almaka ve doğrusal olmayan bazı analizlerde ele alınamayan başka durumları da kapsamakadır. Doğrusal olmayan modeller arasından STR modellemesinin ercih edilmesinin birkaç nedeni bulunmakadır. Reaksiyon fonksiyonlarının ahmin edilmesinde daha önce kullanılan TAR (reshold auoregressive eşik ooregresif) modelleri (örneğin, Bec e. al. 00) ve Markov reğim değişimi (örneğin, Bouabdallah ve Olmeda, 000; Telaar, 00) modelleri, ikisadi değişkenler arasındaki rejimin ani olduğunu bir ön varsayım olarak kabul emekedir; ancak, birçok ekonomik değişkendeki değişimin ani değil, edrici olduğu hem eorik hem de ampirik çalışmalarda oraya konmuşur (örneğin, Terasvira ve Anderson, 99; Granger ve Terasvira, 993). TAR ve Markov rejim değişikliği modellerinde rejimler arasındaki değişimin ani olmasına karşın, STR modellerinde, rejimler arasındaki geçiş yumuşak bir şekilde olmakadır. İki uç rejim (örneğin, ekonomik genişleme ve daralma veya yüksek enflasyon ve düşük enflasyon dönemleri) arasındaki değişim edrici olduğu için, STR modelleri, ikisadi durumdaki sonsuz sayıda rejimi modellemeye olanak anımakadır. Rejim değişikliğini göseren değişken ve söz konusu değişkenin aldığı değer TAR ve Markov rejim değişimi modellerinde dışsal olarak belirlenirken, STR modellerinde geçiş değişkeni ve aldığı değer, ahmin sürecinde belirlenmekedir. Ayrıca, STR modelleri, seçilen geçiş fonksiyonunun ürüne bağlı olarak, para ooriesinin hem simerik hem de asimerik epkisini ölçmeye olanak anımakadır. Çalışmanın ikinci kısmında, lieraürde kullanılan para poliikası reaksiyon fonksiyonları özele incelenmekedir. İkinci kısımda STR modelleme yaklaşımı açıklanacakır. Üçüncü kısımda, Türkiye için reaksiyon fonksiyonu ahmin sonuçları verilmekedir. Bu kısımda doğrusal reaksiyon fonksiyonu, ahmin edilen diğer doğrusal fonksiyonlarla karşılaşırılmakadır. Dördünücü kısımda ise çalışmanın sonuçları arışılmakadır.. Para Poliikası Reaksiyon Fonksiyonu Bir makroekonomik denklem iki farklı şekilde modellenebilir: İleri bakışlı (forward-looking) ve geri bakışlı (backward looking). Aynı şekilde para poliikası reaksiyon fonksiyonu da bu farklı şekilleri ile ele alınabilir. Bu bölümde, bu iki yapı da ele alınacak ve farklı spesifikasyonlardaki para poliikası reaksiyon fonksiyonları eorik olarak değerlendirilecekir. Para poliikası reaksiyon fonksiyonunun geri dönüşlü (feedback) formunda, para poliikası ooriesi, kısa dönem nominal faiz oranını, enflasyonun gerçekleşmesi ile hedefi arasındaki cari açığa (gap) ve cari çıkı açığına uygun epkiler verecek şekilde belirler. Poliika ensrümanı olarak belirlenen faiz oranı, ayrıca, geçmiş dönem faiz oranlarına bağlı olarak da değişmekedir. Bu formdaki reaksiyon fonksiyonu aşağıdaki gibidir: r g r g g y g g * = r + ππ + y + ( r π ) π. Özlale (003), Fed in poliikası açısından, üreim ve enflasyonun yanı sıra, faiz oranı düzleşirmesinin (ineres rae smoohing) önemli bir özellik olduğunu espi emişir. 3

5 * Burada, π enflasyon hedefi veya denge enflasyon seviyesi olarak nielendirilir. Hedef enflasyona ai kasayı uygunluk için doğrusal homojendir. Bundan dolayı denge reel faiz oranı sıfırdır. Denklem (.) deki kasayıların 0, g π > 0, g > 0 değerlerini sağlaması beklenmekedir. Enflasyon ve çıkının reaksiyon işareleri rüzgara karşı durma (leaning agains he wind) poliikası ile uarlıdır. Bu, enflasyonun hedef seviyesini geçiği veya çıkının sürdürülebilir seviyesini aşığı anda para poliikası ooriesinin sıkı para poliikası uygulayacağı anlamına gelmekedir. (.) no lu denklemde bulunan, reaksiyon fonksiyonu kasayıları g r = 0, g π =.5 ve g y = 0.5 olduğu zaman, reaksiyon fonksiyonu iyi bilinen Taylor (993) kuralına eşiir. Bu durumun dışında g r = olduğunda ise Fuhrer ve Moore un (995) e adape eikleri reaksiyon fonksiyonuna dönüşmekedir. Fuhrer ve Moore (995) formunda, para poliikası ooriesi kısa dönem nominal faiz oranının seviyesi yerine, kısa dönem nominal faiz oranının değişmeleri üzerinden faiz oranı düzelmesi yapmakadır. İleri bakışlı modellerde, para poliikası ooriesinin, cari enflasyon seviyesi ve hedef enflasyon arasındaki açık yerine, enflasyon öngörüsü ve hedef enflasyon arasındaki açığa epki verdiği varsayılmakadır. Örneğin, Clarida diğ. (999) aşağıdaki formda bir reaksiyon fonksiyonu önermişlerdir: r = g r + g Eπ + g y + ( g g ) π (.) ' ' ' ' ' * r π + y r π g r y Aşağıda da kısaca özelendiği gibi, (.) ve (.) no lu denklemler arasında basi bir geçiş sağlanabilir. Bunun için, ikinci bir makroekonomik ilişkiye gereksinim duyulmakadır. Bu ikinci ilişki, Yeni Keynesyen Phillips Eğrisi ilişkisidir. Yeni Keynesyen Phillips ilişkisi, ileri bakışlı açık bir opimizasyon sonucu elde edilir. Bu denklemin çeşili yollardan elde edilişi, Rober (995) e açıklanmışır. Yeni Keynesyen Phillips ilişkisi aşağıdaki gibidir: π = Eπ + α y, α > 0 (.3) + g ' r Örneğin yukarıdaki Yeni Keynesyen Phillips ilişkisi, denklem (.) de yerine koyulursa, ' ' = g, g = g ve g = g + g π α ilişkileri elde edilir. Aynı sonuç geri dönüşlü makro r π π y y ilişkilerle de elde edilebilir. Clarida ve diğ. (999), beklenen enflasyon oranının para poliikası reaksiyon fonksiyonuna dahil edilmesini, ileri bakışlı opimizasyon problemi kullanarak eyi emişlerdir. Faka modellerinde kullandıkları beklenen enflasyon oranı ekil bir skaler paramere ve cari enflasyonun çarpımından elde edilmekedir. Dolayısı ile, cari bilgi ve ileri bakışlı reaksiyon fonksiyonu arasında kolaylıkla geçiş sağlanabilir. Bunun yanı sıra, Clarida ve diğ. (000), denklem (.) ve (.) ye açık bir opimizasyon yapmadan iki aşamada ulaşılabileceğini de gösermişir. Arzulanan kısa dönem nominal faiz oranı, enflasyon ve çıkı açıklarının (sapmalarının) bir fonksiyonu olarak ele alınabilir: r = π + g% ( π π ) + g% y (.4) * * * π y Her bir dönem arzulanan kısa dönem nominal faiz oranına ulaşmak için, kısmi düzelme mekanizması aşağıdaki gibi anımlanır: r r = ( g )( r r ) (.5) r 4

6 Bu iki aşamada elde edilen fonksiyon, am olarak denklem (.) de anımlanan kuraldır. Bu durumda denklem (.5) e anımlanan uzun dönem kasayılar aşağıdaki gibi olmakadır: gπ g% = π ve ( g ) r g y g% y = (.6) ( g ) r Burada anımlanan eorik yapıdan anlaşılacağı üzere, geri dönüşlü veya ileri bakışlı formulasyonlardan her ikisi de ampirik çalışmalarda eşdeğer şekilde kullanılabilir. Sonuç olarak, geri bakışlı denklem için ahmin yapıldığı zaman, elde edilen sonuçlar, kolaylıkla ileri bakışlı denkleme dönüşürülebilir. Bu açıklamaların ışığı alında, doğrusal olmayan reaksiyon fonksiyonu anımlanabilir. Bec ve diğ. (00), Svensson (997) arafından oraya aılan doğrusal ileri bakışlı reaksiyon fonksiyonunu emel alarak, doğrusal olmayan bir reaksiyon fonksiyonu elde emekedir. Bec ve diğ. (00), iş çevrimi (business-cycle) üzerine kurulu bir kayıp fonksiyonu anımlayarak, opimizasyon sonucunda merkez bankasının reaksiyon fonksiyonunu elde emekedir. Elde edilen reaksiyon fonksiyonuna göre merkez bankası ekenomik daralma ve genişleme dönemlerinde farklı poliikalar uygulamakadır. Bu çalışmada Bec ve diğ. (00) çalışmasının emel alınmasına karşın, ondan üç nokada farklılaşmakadır. Birincisi, doğrusal olmayan ahmin yönemi açısından Bec ve diğ. (00) in TAR modeli kullanmasına karşın, bu çalışmada TAR Modellemesini de kapsayan STR modeli kullanılacakır; STR modellemesinin avanajlarına giriş bölümünde değinilmişi. İkinci farklılık ise, ahmin edilen edilen fonksiyonla ilgilidir; söz konusu farklılık, STR modellemesinde içsel olarak seçilen geçiş değişkeninden kaynaklanmaka ve yukarıda da kısaca açıklandığı gibi, TAR modellerinde eşik değişken ve değeri dışsal olarak belirlenmekeyken, STR modellerinde bu değişken ve aldığı değer, modelin ahmin aşamasında içsel olarak belirlenmekedir. Bec ve diğ. (00), eşik değişkeni, çıkı açığı olarak anımlamakadır. Dolayısıyla, ahmin eikleri reaksiyon fonksiyonu, ekonomik genişleme ve daralma dönemlerinde para poliikasının nasıl uygulandığını gösermekedir. Bu çalışmada ise, ahmin edilen model de geçiş değişkeni içsel seçilmeke ve geçiş değişkeni, para poliikası ensrümanı olan gecelik faiz oranıdır. Bundan dolayı, ahmin edilen reaksiyon fonksiyonu, genişleici ve daralıcı para poliikalarının arkasında yaan nedenleri açıklamaya olanak anımakadır. Üçüncü ve son olarak, Bec ve diğ (00) para poliikasının doğrusal olmayan yapısının, para poliikasının asimeriliği sorunundan kaynaklandığı vurgulamakadır. Bu çalışmada doğrusal olmayan yapının, diğer fakörlerden de kaynaklanabileceği önceki bölümlerde belirilmişir. 3. STR Modelinin Belirlenme ve Tahmin Aşaması Tek değişkenli y zaman serisi için p. dereceden STAR(p) aşağıdaki gibi anımlanabilir (van Dijk, Terasvira ve Franses (000:)): y = φ x.( G( s ; γ, c)) + φ x. G( s ; γ, c) + ε =,...,T için (3.) ' ' Denklem (3.) de göserilen ağırlıklandırılmış ooregresif yapı, bir başka şekilde de şöyle göserilebilir (Terasvira,994:08): STR modellemesi kısmında da açıklandığı gibi, STR modellemesinde geçiş değişkeni seçimi, doğrusallık eslerinin doğal bir sonucu olarak oraya çıkmakadır. 5

7 y = ( φ. x ) + ( φ φ ). x. G( s ; γ, c) + ε (3.) x ( φ φ y... φ y ) ' =,0+, + +, p p içsel değişkenin gecikmeli değerlerinin vekörü, ' x% = ( y y p) olarak anımlanırsa, vekörü de x ' ' ( x ) x% ise = + % şeklinde göserilebilir. Kasayılar ' i = ( i,0 + i, φi, p ) i =, için olarak anımlanmakadır. Bu kısalmalar θ φ φ yardımıyla, STR modeli kısaca aşağıdaki gibi yeniden yazılabilir: y = θ x + ( θ x ). G( s ; γ, c) + ε (3. ) Burada G( s ; γ, c) fonksiyonu sürekli bir fonksiyondur ve bir rejimden diğerine geçişi sağlayan bu fonksiyon geçiş fonksiyonu (ransiion funcion) olarak adlandırılır. Geçiş fonksiyonu 0 ve aralığında sınırlı bir fonksiyondur. Geçiş fonksiyonu, geçiş değişkeninin ( s ) aldığı değerlere bağlı olarak, 0 ve aralığında değerler alır; yani bir rejimden diğer bir rejime geçiş yumuşak bir şekilde gerçekleşir. Bu yüzden s değişkeni geçiş değişkeni (ransiion variable) olarak isimlendirilir. Geçiş değişkeni, içsel değişkenin gecikmeli değerleri veya dışsal bir değişken olabilir (Terasvira, 994). Aynı şekilde geçiş değişkeni zaman rendi de olabilmekedir, s =. Bu durumda ise zamana göre yumuşakça değişim göseren paramere modeli elde edilmekedir (Lin ve Terasvira, 994). ε, oralaması sıfır ve varyansı sabi olan bir haa erimidir. Zaman serisinin geçmişi Ω = { y, y,..., y ( p ), y p} ile göserilirse, E[ ε / Ω ] = 0 ve E ε / Ω = σ e olmakadır. Geçiş fonksiyonu 0 ile arasında değerler aldığı ve bu aralıka sürekli olduğu için, iki uç değere karşılık gelen G( s ; γ, c) = 0 ve G( s ; γ, c) = rejimler (örneğin, ekonomik daralma veya genişleme dönemleri) arasında edrici bir geçiş olmaka ve geçiş fonksiyonun aldığı her bir değer, farklı rejime denk gelmekedir. Dolayısıyla, iki uç rejim (daralma ve genişleme) arasında aslında sonsuz sayıda rejim söz konusu olabilmekedir. zamanında oluşan rejim, gözlemlenebilen s değişkeninin değerleri ile belirlenmekedir. G( s ; γ, c) fonksiyonunun aldığı şekle bağlı olarak, farklı STR modelleri oluşurulabilir. Yaygın olarak, lojisik ve üsel fonksiyonlar kullanılmakadır. Geçiş fonksiyonları arasında en popüler olan birinci fonksiyon ürü, birinci sıra lojisik fonksiyonudur: G( s ; γ, c) ( exp{ γ ( s c)}) = + 0 γ > (3.3) Bu geçiş fonksiyonu ile oluşurulan model, lojisik STR (LSTR) modeli olarak adlandırılır. Burada, c parameresi iki rejimin am orasına ekabül eden değer olarak nielendirilebilir; γ parameresi geçiş fonksiyonunun hızını, yani yumuşaklığını gösermekedir. γ parameresi büyüdükçe, LSTR modeli TAR modellerine yakınsamaka ve sonsuza yaklaşığında, c nokası civarında rejimler arasındaki değişim TAR modellerinde olduğu gibi ani olmakadır. γ parameresinin çok büyük değerleri için G( s ; γ, c) geçiş fonksiyonu göserge fonksiyonuna yakınsamakadır. Buradan da anlaşılacağı üzere TAR modelleri, LSTR modelinin özel bir halidir. γ sıfır olduğunda ise G( s ; γ, c) = 0.5 olur; bu durumda ise LSTR, doğrusal ooregresif modele indirgenir. LSTR modelinden elde edilen iki rejim, s geçiş değişkeninin c sabi parameresinin değerine göre oluşmakadır. 6

8 Bu ip bir rejim değişimi, konjonkürel dalgalanmaları modellemek için uygundur. İş alemi döngülerinin asimerik yapısı LSTR yapısındaki bir model ile en iyi şekilde modellenebilmekedir. İş alemi dalgalanmaları genel ayrımı ile daralma ve genişleme dönemlerinden oluşuğundan, LSTR modeli bu iki rejimi kapsayan bir modelleme yapısına sahipir. LSTR modeli, Terasvira ve Anderson (99), Terasvira, Tjosheim ve Granger (994) arafından, OECD ülkelerinin daralma ve genişleme dönemlerinde sanayi üreim endeksinin dinamiklerini incelemek için kullanılmışır. Diğer popüler STR modeli ise, geçiş fonksiyonu olarak üsel fonksiyon kullanan STR modelidir. Bu modele üsel STR (Exponenial smooh ransiion regression ESTR) modeli denir: G s c = s c γ > 0 (3.4) ( ; γ, ) exp{ γ ( ) } ESTR modelinde geçiş değişkeni sıfıra ve arı sonsuza giderken, geçiş fonksiyonu sırasıyla sıfıra ve bire yakınsamakadır. ESTR modelleri, reel döviz kurunu modellemek için Micheal ve diğ. (997) ve Taylor ve diğ. (000) arafından kullanılmışır. Döviz kurunun bu ip bir modellemeyle ele alınması ESTR modelinin simerik özellikler gösermesinden kaynaklanmakadır. ESTR modeli genişleme ve daralma dönemlerinde aynı ip dinamikler gösermekedir. STR modellerinin anımlanma, ahmin ve değerlendirme aşamaları, özele aşağıda açıklandığı gibidir (Terasvira, 994): ) Doğrusal modelin seçimi: İncelenen zaman serisinin Akaike veya Schwarz krierleri ile gecikme yapısının belirlenmesi, ) Doğrusallık esleri: STR ürü doğrusal olmama hipoezine karşın, belirlenen modelin doğrusal olduğu hipoezinin farklı geçiş değişkenleri için es edilmesi ve doğrusallık hipoezi reddedilirse, uygun geçiş değişkeninin seçilmesi, 3) Uygun geçiş fonksiyonunun seçilmesi: LSTR ve ESTR modelleri arasında yardımcı regrasyonlarla yapılan hipoez esleri aracılığıyla geçiş fonksiyonunun seçilmesi.uygun geçiş fonksiyonunun seçilmesinin ardından eldeki veriye en uygun STR modeli anımlanmakadır. 4) Seçilen modelin doğrusal olmayan ahmin yönemi ahmin edilmesi. Doğrusal olmayan opimizasyon sürecini kolaylaşırmak için geçiş fonksiyonundaki veri γ ve c paramereleri için, STR modelindeki φ i paramerelerinin en küçük kareler yönemi ile ahmin edileceği düşüncesinden harekele, haa erimlerinin varyansını minimum yapan veya haa erimleri karesinin oplamını minimum yapan γ ve c paramereleri seçilerek, herhangi bir doğrusal olmayan ahmin yöneminde söz konusu değerler başlangıç değerleri olarak alınabilir. Doğrusal olmayan ahmin yöneminde kullanılacak başlangıç değerlerini seçmek için, γ parameresi [,500] aralığında, c parameresi ise geçiş değişkeninin minimum ve maksimum değerleri arasında 0. büyüklüğünde değişirilerek, haa erimlerinin varyansını minimum yapan γ ve c değerleri seçilmişir. Seçilen fonksiyon ahmin edilmeden önce, bu şekilde elde edilen γ ve c değerleri kullanılarak model önce simpleks yönemi ile ahmin edilmiş, bu ahminden elde edilen paramerelerle model son olarak doğrusal olmayan en küçük kareler yönemi ile ahmin edilmişir. Model ahmin edildiken sonra, ahmin edilen modelin uygunluğu es edilmişir. Bu amaçla Eirheim ve Terasvira (996) arafından önerilen eşhis esleri (diagnosic check) 7

9 kullanılmışır. Söz konusu esler, haa erimleri arasında ookorelasyon olup olmadığı, doğrusal olmayan yapının yeerli olup olmadığı (ara kalan doğrusal olmayan yapı esi) ve paramerelerin zamandan bağımsız olup olmadığını es emekedir. 4. Para Poliikası Reaksiyon Fonksiyonunun Tahmini Berümen ve Malayalı (000) ve Kalkan ve diğ. (997), TCMB nın para poliikasının durumunu göseren en iyi değişkenin gecelik faiz oranları olduğunu belirmekedir. Dolayısıyla, bu çalışmada para poliikası reaksiyon fonksiyonunun ahmininde, bankalararası gecelik faiz oranları kullanılmışır. Açıklayıcı değişken olarak, ükeici fiyaları bazında üç aylık enflasyon oranı farkı ( π + 3 = log p+ 3 log p ) ve üreim açığı alınmışır 3. Bu verilerin yanı sıra para poliikası yapım sürecinde Türkiye için önemli olduğu bilinen, büçe açığı ve reel döviz kurları da modele ek değişkenler olarak sokulmuşur. Veriler, 990:-003: dönemini kapsamaka ve TCMB elekronik veri dağıım siseminden alınmışır 4. Söz konusu değişkenlerin seçilmesinde iki krier göz önüne alınmışır. Bu krierlerden birincisi, daha önceki çalışmalar ile uarlılık sağlanması açısından onların spesifikasyonuna yakın modellerin seçilmesi; ikincisi ise Türkiye ekonomisinin kendine özgü koşullarıdır. Türkiye ekonomisinin kendine özgü koşulları göz önüne alındığında, enflasyon oranını düşürme hedefinin para poliikasının öncelikli amacı olması, Sargen ve Wallace (975) ın büçe açıklarının GSYİH ya oranının sürdürülemez olduğu argümanları çerçevesinde hoş olmayan parasalcı arimeik in oraya çıkmış olma olasılığı, büçe açıklarının faiz oranlarını belirleyen emel fakör haline gelmiş olması ve Fisher denkleminin geçerliliği olguları dikkae alınmışır (Telaar, 00). STR modellerinin anımlanmasının ilk aşamasında, uygun bir doğrusal model belirlenmekedir. Farklı spesifikasyonlarla ahmin edilen doğrusal reaksiyon fonksiyonlarının paramere ahminleri aşağıdaki Tablo 4. de sunulmuşur. Yapılan esler, değişen varyans ve haa erimleri arasında ookorelasyon sorunu bulunmadığını gösermekedir. Bağımlı değişkenlerin ileri bakışlı açıklardan eşkil olması araç değişken meodu ile ahmin yapılmasını gerekirmekedir (Berümen ve Malayalı (000)) 5. Bu amaç doğrulusunda, faiz oranının, sanayi üreimi büyüme oranının, enflasyon oranının, reel döviz kurunun, büçe açığının ve para arzının gecikmeli değerleri de araç değişken olarak kullanılmışır. İkinci modelde Taylor spesifikasyonuna geri bakışlı enflasyon hedeflemesi yapılıp yapılmadığını incelemek amacı ile enflasyonun birinci gecikmesi eklenmişir. Anlaılan bu modellerin haricinde, iki model daha baz model olarak ele alınan modele, büçe açığının ve reel döviz kurunun eklenmesi ile elde edilmişir. Buradan da anlaşılacağı üzere, ampirik çalışma 4 modelden oluşmakadır. (Tablo 4.) Doğrusal model ahmin sonucuna göre, üreim açığının kasayısı anlamlı iken, ileri dönem enflasyon oranının kasayısı anlamsızdır. Buna göre, TCMB, para poliikası yaparken sadece üreim isikrarını hedeflemişir. Denkleme enflasyon oranının gecikmeli değeri eklendiğinde ise, üreim açığının kasayısı anlamsız olurken, enflasyonun gecikmeli değeri anlamlı olmakadır. Bu sonuç, merkez bankasının geri bakışlı enflasyon hedeflemesi yapığını 3 Üreim açığı, mevsimselliken arındırılmış sanayi üreim endeksinin Hodrick-Pressco filresi yardımı ile hesaplanan rendinden sapmalarıdır yılında konsolide büçe kalemlerinin anımında değişiklik yapıldığı için verilerde uarlılık sağlamak amacı ile 004 sonrası veriler analize dahil edilmemişir. Analiz esnasında 994:03-994: aralığında ek kukla değişkenler koyulmuşur. Ayrıca, 997 ve 00 krizi için koyulan kukla değişkenler anlamlı çıkmamışır. 5 BKZ: Hansen 98 8

10 gösermekedir. Bu değişkenlerin yanı sıra baz modele, büçe açığı ve reel döviz kurunun gecikmeli değerleri eklenerek, geri bakışlı poliika süreci ile uarlı olacak şekilde sırasıyla ahmin edilmişir. Bu model ahminlerinden, model 3 e büçe açığının gecikmeli değeri isaisiki olarak anlamlı ve negaif ve model 4 e ise reel döviz kurları negaif ama isaisiki olarak anlamsız bulunmuşur. Ancak, yukarıda da özele değinildiği gibi, doğrusal modeller değişkenler arasındaki olası asimerikliği ve doğrusal olmayan yapıyı dikkae almadığı için, ahmin edilen modelin yeerli olup olmadığının espi edilmesi gerekmekedir. Bu amaç için, doğrusallık esleri yapılmışır. Söz konusu esler, STR ürü doğrusal olmayan yapıya karşın doğrusallık esleri yardımı ile yapılmakadır. Doğrusallık esi, iki farklı rejimdeki paramerelerin birbirine eşi olup olmadığını es emekedir. Sıfır hipoezi H0 : φ= φ, alernaifi ise, H : φ, j φ, j, j (0,..., p) olarak verilmekedir. Bunun dışında doğrusallık hipoezi, geçiş fonksiyonları denklem (3.3) ve denklem (3.4) e yer alan γ parameresinin sıfır olup olmadığının es edilmesi ile de yapılabilir. Şaye γ = 0 olursa, bu durumda STR modeli doğrusal modele indirgenir. Bu durum göz önünde bulundurulduğunda, doğrusallık hipoezi H : γ = 0, 0 alernaifi ise H : 0 γ olarak da göserilebilir. Burada belirilmesi gereken bir önemli husus da, STR modellerinin sıfır hipoezi ile sınırlandırılamayan, faka sıfır hipoezi alında modelde yer almayan paramereler (γ ve c) içerdiği için yukarıda ele alınan hipoez esleri STR modeline doğrudan uygulanamamasıdır. Bu sorun, geçiş fonksiyonu yerine uygun bir Taylor yakınlaşırması kullanmakla giderilebilir (Terasvira, 994). Taylor yakınlaşırması ile geçiş fonksiyonu paramereler cinsinden doğrusal hale dönüşürüldüğünden, doğrusal model için yukarıda ele alınan hipoez esleri yapılabilir hale gelmekedir. LSTR ve ESTR modellerine doğrusallık esleri ayrı ayrı yapılabileceği gibi, bu iki modeli de kapsayan ek bir denklemle de yapılabilir. Bunun için geçiş fonksiyonunun üçüncü dereceden yakınlaşırması kullanılmakadır (Terasvira, 994). Geçiş fonksiyonu yerine 3. dereceden Taylor yakınlaşırması kullanıldığında, aşağıdaki yardımcı regrasyon elde edilir (van Dijk, 999:5): y = β + β x% + β s + β x% s + β s + β x% s + β s + β x% s + e (4.) 3 3 0,0 0,0,0 3,0 3 Burada, e haa erimi, hem denklem (3.) deki haa erimi ε yi hem de Taylor yakınlaşırmasındaki haa payını içermekedir. Geçiş değişkeni, açıklayıcı değişkenlerden biri değilse, yardımcı modelden β i,0, i=,,3 paramerelerinin aılması gerekmekedir. Doğrusallık esleri, LM ipi eslerle yapılmakadır. LM ipi eslerle sadece sıfır hipoezi es edilmeke, alernaif hipoez es edilmemekedir. Bunun yanı sıra, geleneksel asimpo eorisini kullanabildiğinden simülasyonla es üreme zorunluluğu oradan kalkmakadır. Bu iki durum LM eslerini daha avanajlı kılmakadır. Denklem (4.) e ai LM esi aşağıdaki gibidir: LM ( SSR SSR) 0 = (4.) ˆ σ SSR 0 doğrusal modelin ahmininden elde edilen haa kareleri oplamı, SSR ise, (4.) yardımcı regresyonun ahmininden elde edilen haa kareleri oplamıdır. ˆ σ ise haa erimleri varyansıdır. (4.) denklemi ile hesaplanan LM isaisiği χ dağılımına sahipir ve serbeslik derecesi, yardımcı regresyondaki ilave değişken sayısına eşiir. Sıfır hipoezinin 9

11 reddedilmesi, STR ürü doğrusal olmayan bir yapının daha uygun olduğu şeklinde yorumlanmakadır. Gözlem sayısı az olduğu zaman, LM ipi esin F versiyonu kullanılmakadır. F esi, bu gibi durumlarda daha iyi sonuçlar vermekedir. Dolayısıyla bu çalışmada LM ipi esin F versiyonu kullanılmışır. F esi, aşağıdaki aşamalarla yapılmakadır: ) Doğrusal modelin ahmini sonucudan e ˆ ve arık kareleri oplamı SSR n 0 = e % elde i= edilecek, ) Yardımcı model (4.), e ˆ haa erim için ahmin edilecek ve haa kareleri oplamı SSR hesaplanacak, 3) Bu iki aşamadan elde edilen değerler doğrulusunda, LM esinin yerine geçecek olan F esi aşağıdaki gibi hesaplanacak: LM F ( ) SSR0 SSR / 3p = SSR /( T 4 p ) (4.3) Bu es isaisiği (3p) ve (T-4p-) serbeslik derecesi ile F dağılımına sahipir. Burada, p doğrusal modelde açıklayıcı değişken sayısına eşiir. Yukarıda anlaılan LM F doğrusallık esi, aday değişim değişkenleri için es edilmiş ve p-değeri en düşük olan (isaisiki olarak en anlamlı olan) aday değişken, uygun geçiş değişkeni olarak seçilmişir. Aday geçiş değişkeni olarak bağımlı değişkenin. gecikmesine kadar olan gecikmeleri sınanmışır. Bu geçiş değişkenlerinin uygun olanlarının es sonuçları ve p değerleri aşağıdaki ablo 4. de sunulmuşur. (Tablo 4.) Geçiş değişkeni espi edildiken sonra uygun geçiş fonksiyonunun belirlenmesi için, (4.) yardımcı regresyon modeline aşağıdaki F esleri uygulanmakadır (Terasvira, 994:-): H03 : β 3 = 0 H : β = 0 / β = 0 (4.4) 0 3 H : β = 0 / β = β = Bu esler sonucu ESTR ve LSTR modelleri arasında hangisinin seçileceği aşağıdaki krierlerle belirlenmekedir: ) Gerçek model LSTR ise β3 parameresi sıfırdan farklı olacakır. Gerçek model ESTR ise β 3 parameresi sıfır olacakır. Dolayısıyla, eğer β 3 parameresi sıfırdan farklı ise, lojisik geçiş fonksiyonu ercih edilmelidir. ) Gerçek model LSTR ve φ,0 = φ,0 ve c=0 ise β parameresi sıfır olacakır. Ama model ESTR ise β parameresi sıfırdan farklıdır. β 0 olduğunda üsel geçiş fonksiyonu ercih edilmelidir. 3) Gerçek model ESTR modeli, φ,0 = φ,0 ve c=0 ise β parameresi sıfır olacakır; ancak model LSTR ise β parameresi sıfırdan farklıdır. O halde, β 0 ise lojisik geçiş fonksiyonu seçilmelidir. 0

12 Terasvira (994), bu krierler doğrulusunda şöyle öze karar verme prensibi önermekedir: Eğer H 0 esinin p değeri en küçük çıkarsa ESTR modeli kullanılmalıdır. Bunun dışındaki büün durumlarda LSTR modeli seçilmelidir. (Tablo 4.3) Anlaılan geçiş fonksiyonu esinin sonuçları, ablo (4.3) de sunulmuşur. Görüldüğü üzere daha önce anlaılan iki geçiş fonksiyonundan sadece LSTR incelenen reaksiyon fonksiyonlarını açıklamaka başarılıdır. Yukarıda da açıklandığı gibi, doğrusal olmayan ahmin sürecini kolaylaşırmak için geçiş fonksiyonundaki veri γ ve c paramereleri için STR modelindeki θ i paramerelerinin en küçük kareler yönemi ile ahmin edileceği düşüncesinden harekele, haa erimlerinin varyansını minimum yapan γ ve c paramereler seçilmişir. Başlangıç değerlerini seçmek için, γ parameresi [,500] aralığında, c parameresini ise geçiş değişkeninin minimum ve maksimum değerleri arasında 0. büyüklüğünde değişirilerek uygun değerler espi edilmişir. Daha sonra, bu değerler kullanılarak doğrusal olmayan en küçük kareler yönemi ile STR modelleri ahmin edilmişir. STR ahminleri aşağıdaki abloda sunulmuşur. s ( ) (Tablo 4.4) σ, seçilen geçiş değişkelerinin sandar sapmasını gösermekedir. Geçiş fonksiyonunda yer alan üsler bu erimle bölünerek ölçeken bağımsız hale geirilmişir (Terasvira, 994). Kasayı ahminleri alında paranez içinde verilen değerler sandar haalardır. Sandar haalar, Newey-Wes (987) ekniği kullanılarak, ookorelasyon ve değişen varyansla uarlı hale geirilmişir. STR modelinin ahmininden sonra, ahmin edilen modellerin uygunluğunun es edilmesi gerekmekedir. Eirheim ve Terasvira (996), bunun için STR modelleri için ara kalan doğrusal olmayan yapı ve paramere sabiliği eslerini önermekedirler. Söz konusu esler, ahmin edilen modelin uygunluğunu ölçmeye olanak anımakadır. Eğer ahmin edilen model bu esleri başarı ile geçerse, öngörü amacıyla veya değişkenler arasındaki ilişkiyi açıklamak için kullanılabilir. Tanımlanan doğrusal olmayan yapının yeerli olup olmadığı, ahmin edilen STR modelinin, Çoklu Rejim STR (muliple-regime STR MR-STR) karşı es edilmesi yapılmakadır. MR-STR modelleri, aşağıdaki gibi anımlanmakadır (Eirheim ve Terasvira, 996): y = φ x + ( φ x ) G ( s ; γ, c ) + λ x + ( λ x ) G ( s ; γ, c ) + U (4.5) ' ' ' ' 0 0 MRSTR modelleri, STR modellerine karşın, ikiden fazla rejimin olabileceği durumları modellemek için daha uygundur (van Dijk, 999:58). Değişkenler arasındaki ilişkide ikiden fazla rejimin olup olmadığı, doğrusallık eslerinde olduğu gibi, LM ipi es isaisikleri ile yapılabilmekedir. Sadece iki rejim söz konusu ise, yani LSTR modeli geçerli bir model ise, ' ya H0 : γ = 0 ya da H : λ= 0 olmalıdır. Söz konusu esleri yapabilmek için 0 G ( s; γ, c) geçiş fonksiyonu yerine bu fonksiyonun γ = 0 erafındaki Taylor açılımı kullanılabilir. İkinci geçiş fonksiyonunun 0 γ = erafında Taylor açılımı sonucunda aşağıdaki yardımcı regrasyon modeli elde edilir:

13 y = φ x + ( φ x ) G ( s ; γ, c ) + β x s + β x s + β x s + e (4.6) ' ' ' ' ' Yukarıda sözü edilen sıfır hipoezi, bu denklem doğrulusunda aşağıdaki gibidir: '' H 0 : β= β = β3 = 0 Yukarıda verilen sıfır hipoezi de, doğrusallık eslerinde olduğu gibi F esi ile es edilebilir. Sıfır hipoezi reddedilirse, ikinci değişim fonksiyonunun şekli, iki rejimli STR modelinde olduğu gibi paramerik hipoez esleri ile belirlenir (van Dijk, 999:70). Paramerelerin sabiliği, geçiş fonksiyonunda geçiş değişkeni olarak doğrusal zaman rendi kullanılarak es edilmekedir. Ayrıca, haa erimleri arasında ookorelasyon olup olmadığı benzer şekilde es edilebilmekedir (bkz. Eirheim ve Terasvira, 996). (Tablo 4.5) Teşhis esleri Tablo 4.5 e sunulmuşur. Bu ablodan da görülebileceği gibi, eşhis esleri iki rejimli STR modelleri için herhangi bir aksaklık olmadığını gösermekedir. Dolayısıyla, ahmin edilen STR modelleri, değişkenler arasındaki ilişkiyi açıklamak için kullanılabilir. Tahmin edilen denklemler, Clarida ve diğ. (999) a benzer şekilde yorumlanmakadır. Clarida ve diğ. (999), enflasyona ai kasayı parameresinin enflasyon değişkenine ai kasayı ahmini, eğer birden büyük çıkarsa, merkez bankasının gerçekleşen enflasyonun hedeflenen enflasyondan daha yüksek çıkığını düşünerek epki verdiğini ve faiz oranını arırarak reel faiz oranı vasıasıyla faize duyarlı harcamaların azalmasına ve dolayısıyla da enflasyonun düşmesini amaçladığını gösermekedir 6. Eğer enflasyon değişkenine ai kasayı ahmini, bir ile sıfır arasında çıkarsa, merkez bankasının yeerince epki vermediği anlaşılır. Bu açıklamadan da anlaşılacağı üzere, enflasyon değişkenine ai kasayı ahmini den büyükse enflasyonu düşürücü bir poliika uygulandığı, aksi akdirde isikrardan uzaklaşırıcı bir epki verildiği sonucuna varılabilir. Benzer şekilde üreim açığı kasayı ahminin sıfırdan büyük olması, merkez bankasının isikrar kazandırıcı poliika uyguladığı, sıfırdan küçük olması ise, üreim isikrarını bozucu epki verdiği şeklinde yorumlanır. Bu bilgilerin ışığı alında yukarıda verilen doğrusal olmayan ahmin sonuçları analiz edilmekedir. Tablo da ilk 6 kasayı ahmini, al rejime (yani genişleici poliika dönemlerine karşılık gelen) kasayı ahminlerini gösermekedir. Sonraki 6 kasayı ahmini ise genişleici para poliikası ahminleri ile oplanarak daralıcı para poliikası ahminlerinin bulunmasına yaramakadır. Model de, sanayi üreiminin mevsimselliken arındırılmış açığının, kasayı ahmini al rejimde, yani genişleici para poliikası yapıldığı zamanlarda, sıfırdan büyük ve isaiksel olarak anlamlı bulunmuşur. Merkez Bankası nın genişleici para poliikası yaparken, üreime isikrar kazandırıcı epki verdiği gözlenmekedir. Faka, yine aynı rejimde, enflasyon kasayısı poziif ve anlamsız çıkmakadır. Bu sonuçlar, ileri bakışlı reaksiyon fonksiyonuna göre, TCMB nın genişleici para poliikası yaparken, sadece üreim isikrarını dikkae aldığını gösermekedir. Buna karşın daralıcı para poliikası uyguladığı dönemlerde ise üreimde isikrarsızlığa neden olduğu sonucu oraya çıkmakadır. Bunun yanı sıra, ileri dönem enflasyon hedefinin daralıcı poliika uygulandığı dönemlerde de kasayı ahmini anlamsız çıkmakadır. Dolayısıyla, TCMB nın ileri dönem enflasyon oranını hedeflemediği ve üreim isikrarını da sadece genişleyici para poliikası yapığı dönemlerde hedeflediği söylenebilir. İleri bakışlı reaksiyon fonksiyonuna, geçmiş dönem enflasyon değerleri eklendiği model de sonuçlar değişmekedir. Genişleici para poliikası yapıldığı zaman, üreim açığının 6 Bu durum alep kısılması olarak da anlaılabilir. Enflasyonun aleplerde olan azalma yoluyla azalmasıdır. Azalan aleple birlike fiyalar düşeceğinden, enflasyon da düşecekir.

14 kasayısı poziif ve anlamlı bulunmuşur. Dolayısıyla, TCMB nın genişleici para poliikası dönemlerinde üreimi isikrara kavuşurucu poliika uyguladığı söylenebilir. İleri dönem enflasyonun kasayısı ise negaif ve anlamsız bulunmuşur. Söz konusu sonuç, TCMB nin gelecek dönem enflasyon oranını dikkae almadığı ve geri bakışlı poliika uyguladığı şeklinde yorumlanabilir. Buna karşın, enflasyonun gecikmeli değeri poziif ve anlamlı bulunmuşur. Daralıcı para poliikası rejiminde ise, üreim açığının kasayısı negaif ve anlamlı, ileri dönem enflasyon oranı negaif ve anlamsız, geçmiş dönem enflasyon oranı ise poziif ve anlamlı bulunmuşur. Bu sonuçlar, TCMB nın geri bakışlı poliika uyguladığını ve genişleici poliika dönemlerinde ek hedefinin üreimi isikrara kavuşurmak olmasına karşın, daralıcı poliika dönemlerinde enflasyonu düşürmek için faiz oranlarını arırdığını ve bu poliikanın da üreimi isikrardan uzaklaşırdığını gösermekedir. Bu sonuçlardan, Merkez bankası nın ileri dönem enflasyonunu ne genişleyici para poliikası yaparken ne de daralıcı para poliikası yaparken hedeflemediği görülmekedir. Bunun yanı sıra gecikmeli enflasyonu, daralıcı para poliikası yaparken hedeflediği ve genişleyici para poliikası yaparken hedeflemediği görülmekedir. Model 3, Model de elde edilen sonuçlar doğrulusunda oluşurulmuşur. Baz model olarak, sadece enflasyonun gecikmeli değerlerinin ele alındığı model kullanılacakır. Bu modele, büçe açığının yine geri bakışlı olacak şekilde bir dönem gecikmesi eklenmişir. Model 3 en elde edilen sonuçlara göre Merkez Bankası genişleyici para poliikası yaparken, büçe açıklarını arıracak şekilde davranmakayken, daralıcı para poliikası yaparken büçe açıklarını isikrara yönelecek epkiler vermekedir. Bu sonuçlardan, Merkez Bankası nın büçe açıklarını sadece daralıcı para poliikası yaparken dikkae aldığı gözlenmekedir. Baz modele, reel döviz kurunun gecikmeli değeri eklenerek, Model 4 ahmin edilmişir. Bu ahmin sonucunda, genişleyici para poliikası rejiminde kasayı anlamsız çıkmışır. Daralıcı para poliikası yapılan dönemlerde ise kasayı negaif ve anlamlı bulunmuşur. Daralıcı para poliikası rejiminde Merkez Bankası nın reel döviz kurunu isikrardan uzaklaşırıcı bir şekilde davrandığı gözlenmekedir. Bu sonuçlardan Merkez Bankası nın, para poliikası yaparken reel döviz kurunu dikkae almadığı anlaşılmakadır. 5. Sonuç Bu çalışmada, dönemi için TCMB nın reaksiyon fonksiyonu ahmin edilmişir. Tanımlanan dör ip reaksiyon fonksiyonu ile TCMB nın söz konusu dönemde poliika yapımının arkasında yaan nedenler ampirik olarak incelenmişir. Bu amaçla, ekonomi lieraüründe sıkça kullanılan reaksiyon fonksiyonu, doğrusal olmayan STR modeli yardımı ile ahmin edilmişir. Tahmin edilen modeller, söz konusu dönemde TCMB nin ileri bakışlı değil, geri bakışlı poliika uyguladığını oraya koymakadır. Elde edilen sonuçlara göre, TCMB nın genişleici para poliikasının arkasında yaan emel amaç, üreim isikrarının sağlanması olmuşur. Genişleici poliika uygulanırken, emel amaç olması gereken fiya isikrarı göz ardı edilmiş, böylece enflasyon oranının daha da yükselmesine neden olunmuşur. Buna karşın daralıcı para poliikası uygulandığı zaman, TCMB nın üreim açığını dikkae almadığı sonucu oraya çıkmakadır. Üreim açığının dikkae alınmamış olması, üreimin de isikrarsızlaşmasına yol açmışır. Merkez bankasının ekonomik canlanmayı sağlamak için önce genişleici para poliikası uygulaması ve enflasyon oranını dikkae almaması, enflasyonu düşürmek için daralıcı para poliikası yaparken ise ek hedefinin fiya isikrarı olması ve üreim isikrarını göz ardı emesi, söz konusu dönemde hem fiyalarda hem de üreimde isikrarsızlığa neden olmuşur. Buradan, TCMB nın ekonomik olayları arkadan akip eiği ve ekonomik isikrarı sağlayıcı uarlı poliikalar uygulayamadığı anlaşılmakadır. Analiz edilen dönemde yaşanan ekonomik isikrarsızlık, bu çalışmanın sonuçlarını doğrular nielike görünmekedir. Bu değişkenlerin yanı sıra Merkez Bankası nın poliika yapım sürecinde dikkae aldığı düşünülen reel döviz kurunun, ne genişleyici para 3

15 poliikası rejiminde ne de daralıcı para poliikasında hedeflenmediği; ayrıca büçe açıklarının ise sadece daralıcı para poliikası yaparken dikkae alınmadığı sapanmışır. 4

16 Tablolar Tablo 4. Doğrusal Reaksiyon Fonksiyonu Tahminleri * Model r β + βr + βr + βπ + βygap r = * = β + βr + βr + βπ + βygap+ βπ Model Model 3 ve 4 r= β+ β r + βr + βπ + β ygap+ βπ + β z * Kasayılar Model Model Model 3 Model 4 Sabi (0.638) (0.430) (0.490).98 (0.739) r () (0.95) 0.47 (0.97) (0.8) (0.43) r () (0.5) 0.30 (0.06) 0.35 (0.57) 0.86 (0.45) π (0.534) (0.374) ygap (0.475) (0.443) (0.46) (0.409) π (0.443) (.54) (.46) d -0.9 (0.06) r.d (.5) R D.W. ˆ σ e J.es İsaisikler * Kasayı ahminlerinin alında paranez içinde verilen değerler, Newey-Wes (987) ekniği kullanılarak, ookorelasyon ve değişen varyansla uarlı hale geirilmiş sandar haalardır. * Tahmin esnasında araç değişken yönemi kullanılmışır. Üsel belirlenme problemlerini belirlemek için ise Hansen (98) J-esi ne başvurulmuşur. Tablo 4. LM Tipi Doğrusallık Tesleri d Model d Model d Model 3 D Model 4 R ygap π π D 8.47 r.d 3.83 T 0.85 (0.599).743 (0.00) *Tabloda sadece her bir değişkenin en küçük değer aldığı es isaisiği yansıılmışır; es isaisiklerinin alındaki paranez içindeki değerler, olasılık değerleridir. 5

17 Tablo 4.3 Geçiş Fonksiyonun Seçilmesi Modeller Geçiş değişkeni 03 R(0) R(0).658 (0.08) 3 R(0) R(0) * Tes değerlerinin alındaki değerler, olasılık değerleridir. H H (0.000).605 (0.00) (0.00) H Geçiş Fonksiyonu LSTAR LSTAR LSTAR LSTAR Tablo 4.4 Doğrusal Olmayan Tahmin Sonuçları Kasayılar Model (LSTAR=R(0)) Model (LSTAR=R(0)) Sabi (.843) (.530) r ( ) (0.433) (0.656) r ( ) (0.4) (0.3) π (.58) (.64) ygap (.348) (.86) π.47 Model 3 (LSTAR=R(0)).895 (0.467) (0.094) (0.07).075 (0.05) ( ) 0.9 (.5) (0.65) D (0.003) r.d. A-Sabi (.89) (.633) (0.3) A- r ( ) (0.443) (0.660) (0.08) A- r ( ) (0.83) (0.60) (0.06) A-π (.5) (.559) A- ygap (.383) (.340) (0.84) A- π ( ) (0.04) (0.367) A-d (0.04) A-r.d. γ 0.3 (3.348) C (0.05) R D.W. J.es (.000) 0.48 (5.77) (0.06) İsaisikler (.000) 3.33 (5.636) 3.77 (0.00) (.000) Model 4 (LSTAR=R(0)) 0.69 (0.35) (0.09).64 (0.05) (0.383) (0.343) (0.458).659 (.000).38 (0.46) (0.053) (0.600) 6.64 (.07) (.58) 7. ( ) 3.79 (0.00) (.000) * Kasayı ahminlerinin alında paranez içinde verilen değerler, Newey-Wes (987) ekniği kullanılarak,ookorelasyon ve değişen varyansla uarlı hale geirilmiş sandar haalardır. * Tahmin esnasında araç değişken (IV) yönemi kullanılmışır. Üsel belirlenme problemlerini belirlemek için ise Hansen (98) J-esi ne başvurulmuşur. 6

18 Tablo 4.5 Ara Kalan Doğrusal Olmayan Yapı Tesi Aday d Mod. D Mod. d Mod.3 d Mod. Değişken r 4.07 (0.364).38 (0.8) 4.93 (0.80) (0.557) y (0.839) (0.804) (0.553) (0.86) π (0.7) (0.9) (0.346) π (0.05) (0.48) d (0.866) r.d (0.886) 0.40 (0.999) 0.9 (0.999) 0.98 (0.999) 0.69 (0.999) *Tabloda sadece her bir durum değişkenin en küçük değer aldığı es isaisiği verilmişir (en anlamlı p değerleri verilmişir). 7

19 Kaynakça Abrams, R. K., R. Froyen ve R. Waud, (980), Moneary Policy Reacion Funcions. Consisen Expecaions, and he Burns Era, Journal of Money Credi and Banking, ():30-4. Barro, R. ve R. Gordon, (983), A Posiive Theory of Moneary Policy in a Naural Rae Model, Journal of Poliical Economy, 9, Bec, F., M.B. Salem ve F. Collard, (00) Asymmeries in Moneary Policy Reacion Funcion? Evidence for U.S/ French and German Cenral Banks, Sudies in Nonlinear Dynamics and Economerics, 6 (), Aricle 3. Berümen H. ve Malayalı K., (000), The implici reacion funcion of h Cenral Bank of Repuclic of Turkey, Applied Economics Leers, 7, Berümen H. ve Taşcı H., (004), Moneary Policy Rules in Pracice: Evidence From Turkey, Inernaional Journal of Finance and Economics, 9, Bernanke, B. S. ve B.Blinder (99), The federal Funds Rae and he Channels of Moneary Transmission, American economic Review, 8(4), Box, G.E.P. ve G.M. Jenkins, (970), Time Series Analysis; Forecasing and Conrol, San Francisco: Holden-Day Bouabdallah, O. ve A. Olmeda, (000), A Non-linear Approach of he Taylor Rule, mimeo, Universiy of Paris I. Clarida, R., J. Gali ve M. Gerler, (998), Moneray Policy Rules in Pracice: Some Inernaional Evidence, European Economic Rewiev, 4(6), Clarida, R., J. Gali ve M. Gerler, (999), The Science of Moneary Policy: A new Keynesian Perspecive, Journal of Economic Lieraure, 37(4), Clarida, R., J. Gali ve M. Gerler, (000), Moneary Policy Rules and Macroeconomic sabiliy: Evidence and Some Theory, Quarerly Journal of Economics, 5, Cukierman, Alex (000), The inflaion bias resul revisied, Tel-Aviv Universiy, Mimeo. Dolado, J.J., R. Maria-Dolores ve M. Naveria, (000), Asymmeries in Moneary Policy Rules: Evidence for Four Cenral Banks, Discussion Paper 44, CEPR. 8

20 Eirheim, Q. ve T. Terasvira, (996), Tesing he Adequacy of STAR Models. Journal of Economerics, 74, Emir, D. Y., A. Karasoy ve K. Kuner, (000), Moneary reacion Funcion in Turkey, TCMB Discussion Paper, 48. Fuhrer, J.C. ve G.R. Moore, (995), Moneary Policy Trade offs and he Correlaion Beween nominal ineres raes and real oupu, American Economic Review, 85, Gerlach, S., (000), Asymmeric Policy Reacions and Inflaion, Unpublished Manuscrip, Bank for Inernaional Selemens. Granger, C.W.J. and Teräsvira, T. (993) Modelling Nonlinear Economic Relaionships. Advanced Texs in Economerics, Oxford Universiy Press Hasanov, M. and Omay, T. (008), Moneary Policy Rules in Pracice: Re-examining he Case for Turkey. Physica A Saisical Mechanics and Is Applicaions, 387(7), Jordan, T., (998), Moneary Conrol Uncerainy and Inflaion Bias, Tecnical Repor, Swiss Naional Bank. Kalkan, M., Kipici, A. ve Peker, A., (997), Moneary policy and leading indicaors of inflaion in Turkey, Irvin Fisher Commiee Bullein,. Kydland, F.E. ve E.C. Presco, (977), Rules raher han Discreaion:he Inconsisency of Opimal Plans, Journal of Poliical Economy, 85, Granger, C. W. J. ve T. Terasvira (993), Modelling Nonlinear Economic Relaionships. Advanced Texs in Economerics, Oxford Universiy Press. Lin, H. ve T. Terasvira (994), Tesing he Consancy of Regression Parameers agains Coninuous Srucure Change Journal of Economerics, 6, -8. Luukkunnen, R. P. Saikkonen ve T. Terasvira (988), Tesing Lineariy Agains STAR Models. Biomerika, 75, Michael, P., A.R. Nobay and D.A. Peel, (997), Transacion coss and nonlinear adjusmen in real Exchange raes: an emprical invesigaion, 05, Newey, W. ve K. Wes (987), A Simple, Posiive Definie, Heeroskedasicy and Auocorrelaion Consisen Variance Marix Economerica, 55, Özlale, Ümi (003) Price sabiliy vs. oupu sabiliy: ales of federal reserve adminisraions, Journal of Economic Dynamics and Conrol, 7, Ruge-Murcia, F. J., (00), A pruden cenral banker, Universie de Monreal, Cahiers de recherche Ruge-Murcia, F. J., (004), The inflaion bias when he cenral banker arges he naural rae of unemploymen, European Economic Review, 48,

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ

KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ KONYA İLİ SICAKLIK VERİLERİNİN ÇİFTDOĞRUSAL ZAMAN SERİSİ MODELİ İLE MODELLENMESİ İsmail KINACI 1, Aşır GENÇ 1, Galip OTURANÇ, Aydın KURNAZ, Şefik BİLİR 3 1 Selçuk Üniversiesi, Fen-Edebiya Fakülesi İsaisik

Detaylı

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

RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 1950-1995 1 RASYONEL BEKLENTLER DOAL ORAN HPOTEZ Türkiye çin Zaman Serisi Bulguları 950-995 Rahmi YAMAK * Yakup KÜÇÜKKALE ** ÖZET Bu çalımada, Rasyonel Bekleniler Doal Oran Hipoezinin, Çıkı (ya da isizliin) alep (ya

Detaylı

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

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

Detaylı

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, InroducoryEconomericsA Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini

White ın Heteroskedisite Tutarlı Kovaryans Matrisi Tahmini Yoluyla Heteroskedasite Altında Model Tahmini Ekonomeri ve İsaisik Sayı:4 006-1-8 İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ Whie ın Heeroskedisie Tuarlı Kovaryans Marisi Tahmini Yoluyla Heeroskedasie Alında Model Tahmini

Detaylı

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu

Türkiye de Kırmızı Et Üretiminin Box-Jenkins Yöntemiyle Modellenmesi ve Üretim Projeksiyonu Hayvansal Üreim 53(): 3-39, 01 Araşırma Türkiye de Kırmızı E Üreiminin Box-Jenkins Yönemiyle Modellenmesi ve Üreim Projeksiyonu Şenol Çelik Ankara Üniversiesi Fen Bilimleri Ensiüsü Zooekni Anabilim Dalı

Detaylı

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI?

FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN, Zekeriya YILDIRIM, S. Faih KOSTAKOĞLU FAİZ ORANINDAKİ BİR ARTIŞ CARİ İŞLEMLER AÇIĞINI ARTIRIR MI? Ehem ESEN Yrd.Doç.Dr. Anadolu Üniversiesi,

Detaylı

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1

Rasyonel Beklentiler Hipotezinin Testi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Çukurova Üniversiesi İİBF Dergisi Cil:17 Sayı:1 Haziran 2013 ss.17-35 Rasyonel Bekleniler Hipoezinin Tesi: Enflasyon, Faiz ve Kur 1 Tes of he Raional Expecaions Hypohesis: Inflaion, Ineres Rae and Exchange

Detaylı

TAYLOR KURALI: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR DEĞERLENDİRME

TAYLOR KURALI: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR DEĞERLENDİRME TAYLOR KURALI: TÜRKİYE ÜZERİNE BİR DEĞERLENDİRME Yrd. Doç. Dr. Nejla Adanur Aklan Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler

Detaylı

ÇOKLU DOĞRUSAL BAĞLANTI

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.

Detaylı

OPTIMAL PARA POLITIKASI ÇERÇEVESINDE TAYLOR TIPI FAIZ ORANI REAKSIYON FONKSIYONUN TAHMINI: TÜRKIYE ÖRNEĞI

OPTIMAL PARA POLITIKASI ÇERÇEVESINDE TAYLOR TIPI FAIZ ORANI REAKSIYON FONKSIYONUN TAHMINI: TÜRKIYE ÖRNEĞI Öze Bilgi Ekonomisi ve Yöneimi Dergisi / 2014 Cil: IX Sayı: I OPTIMAL PARA POLITIKASI ÇERÇEVESINDE TAYLOR TIPI FAIZ ORANI REAKSIYON FONKSIYONUN TAHMINI: TÜRKIYE ÖRNEĞI Ferha PEHLİVANOĞLU * Bu çalışmada

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Sayı: 2010-8 / 24 Mayıs 2010 EKONOMİ NOTLARI TCMB Faiz Kararlarının Piyasa Faizleri Ve Hisse Senedi Piyasaları Üzerine Ekisi Mura Duran Refe Gürkaynak Pınar Özlü Deren

Detaylı

BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI

BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI BİRİM KÖK TESTLERİNDE YAPISAL KIRILMA ZAMANININ İÇSEL OLARAK BELİRLENMESİ PROBLEMİ: ALTERNATİF YAKLAŞIMLARIN PERFORMANSLARI Arş. Gör. Furkan EMİRMAHMUTOĞLU Yrd. Doç. Dr. Nezir KÖSE Arş. Gör. Yeliz YALÇIN

Detaylı

SORU SETİ 02 (REVİZE EDİLDİ) FİNAL KONULARI

SORU 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 +

Detaylı

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

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

Detaylı

TÜRKİYE NÜFUSU İÇİN STOKASTİK ÖLÜMLÜLÜK MODELLERİ

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

Detaylı

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama

Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Kocaeli Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Dergisi (6) 2003 / 2 : 49-62 Box-Jenkıns Modelleri ile Aylık Döviz Kuru Tahmini Üzerine Bir Uygulama Hüdaverdi Bircan * Yalçın Karagöz ** Öze: Bu çalışmada geleceği

Detaylı

YÜKSEK ENFLASYON ENFLASYON BELİRSİZLİĞİNİ ARTIRIYOR MU?

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

Detaylı

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği

Borsa Getiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yöntemlerle Analizi: Türkiye Örneği Volume 4 Number 3 03 pp. -40 ISSN: 309-448 www.berjournal.com Borsa Geiri Oranı ve Faiz Oranı Arasındaki İlişkinin Doğrusal Olmayan Yönemlerle Analizi: Türkiye Örneği Yusuf Ekrem Akbaşa Öze: Bu çalışmada,

Detaylı

Araştırma ve Para Politikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5

Araştırma ve Para Politikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5 Araşırma ve Para Poliikası Genel Müdürlüğü Çalışma Tebliğ No:09/5 Para Poliikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler K. Azim ÖZDEMİR Temmuz 2009 Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası

Detaylı

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri

24.05.2010. Birim Kök Testleri. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök Testleri, Eşbütünleşme, Hata Düzeltme Modelleri Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ

TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ PĐYASALARI ÜZERĐNE ETKĐSĐ Cenral Bank Review Vol. 10 (July 2010), pp.23-32 ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2010 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ TCMB FAĐZ KARARLARININ HĐSSE SENEDĐ

Detaylı

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi

Türkiye nin Kabuklu Fındık Üretiminde Üretim-Fiyat İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi TÜRK TARIM ve DOĞA BİLİMLERİ DERGİSİ TURKISH JOURNAL of AGRICULTURAL and NATURAL SCIENCES www.urkjans.com Türkiye nin Kabuklu Fındık Üreiminde Üreim-Fiya İlişkisinin Koyck Yaklaşımı İle Analizi Şenol ÇELİK*

Detaylı

Teknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir.

Teknolojik bir değişiklik veya üretim arttırıcı bir yatırımın sonucunda ihracatta, üretim miktarında vs. önemli artışlar olabilir. YAPISAL DEĞİŞİKLİK Zaman serileri bazı nedenler veya bazı fakörler arafından ekilenerek zaman içinde değişikliklere uğrayabilirler. Bu değişim ikisadi kriz, ikisa poliikalarında yapılan değişiklik, eknolojik

Detaylı

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler

Dolar Kurundaki Günlük Hareketler Üzerine Bazı Gözlemler Dolar Kurundaki Günlük Harekeler Üzerine Bazı Gözlemler Türkiye Bankalar Birliği Ekonomi Çalışma Grubu Toplanısı 28 Nisan 2008, İsanbul Doç. Dr. Cevde Akçay Koç Finansal Hizmeler Baş ekonomis cevde.akcay@yapikredi.com.r

Detaylı

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141

C.Ü. İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt 11, Sayı 1, 2010 141 C.Ü. İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil 11, Sayı 1, 2010 141 BİR MALİYE POLİTİKASI ARACI OLARAK BORÇLANMA VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990 2009) Hali ÇİÇEK *, Süleyman GÖZEGİR ** ve

Detaylı

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 Zaman serisi modellerinde, bağımlı değişken Y nin zamanındaki değerleri, bağımsız X değişkenlerinin zamanındaki cari

Detaylı

EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER

EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER EŞANLI DENKLEMLİ MODELLER Eşanlı denklem siseminde, Y den X e ve X den Y ye karşılıklı iki yönlü eki vardır. Y ile X arasındaki karşılıklı ilişki nedeniyle ek denklemli bir model

Detaylı

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI YAPISAL KIRILMALI BİRİM KÖK TESTLERİNİN KÜÇÜK ÖRNEKLEM ÖZELLİKLERİNİN KARŞILAŞTIRILMASI TC. Pamukkale Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü Yüksek Lisans Tezi Ekonomeri Anabilim Dalı Abdullah Emre ÇAĞLAR

Detaylı

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği

Para Talebinin Belirleyenleri ve İstikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:3 Cil: Sayı: Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Para Talebinin Belirleyenleri ve İsikrarı Üzerine Bir Uygulama: Türkiye Örneği Yrd. Doç. Dr. Burcu ÖZCAN Fıra Üniversiesi, İ.İ.B.F.,

Detaylı

Bölüm 3 HAREKETLİ ORTALAMALAR VE DÜZLEŞTİRME YÖNTEMLERİ

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

Detaylı

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ

TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ ZKÜ Sosyal Bilimler Dergisi, Cil 3, Sayı 6, 2007, ss. 8 88. TÜRKİYE DE EKONOMİK BÜYÜME VE DÖVİZ KURU CARİ AÇIK ÜZERİNDE ETKİLİ MİDİR? BİR NEDENSELLİK ANALİZİ Arş.Gör. Erman ERBAYKAL Balıkesir Üniversiesi

Detaylı

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi

Satın Alma Gücü Paritesinin Azerbaycan, Kazakistan ve Kırgızistan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbütünleşme Analizi 259-284 Saın Alma Gücü Pariesinin Azerbaycan, Kazakisan ve Kırgızisan İçin Geçerliliği: Birim Kök ve Eşbüünleşme Analizi Turhan Korkmaz Emrah İsmail Çevik ** Nüke Kırcı Çevik *** Öz Bu çalışmada Azerbaycan,

Detaylı

DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ

DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ ARAŞTIRMA RAPORU (Kamuya Açık) DÖVİZ KURU POLİTİKALARI VE TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU OYNAKLIĞININ ETKİLEŞİMLERİ DR. MUSTAFA ÖZÇAM BAŞUZMAN ARAŞTIRMA DAİRESİ 27.02.2004 İÇİNDEKİLER 1. GİRİŞ... 1 2. DÖVİZ KURU

Detaylı

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM **

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ. Seyfettin ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** 95 İ.Ü. Siyasal Bilgiler Fakülesi Dergisi No:39 (Ekim 2008) TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALININ İŞLEYİŞİ: VAR MODELİ İLE BİR ANALİZ Seyfein ERDOĞAN * Durmuş Çağrı YILDIRIM ** Öze Para poliikası kararlarındaki

Detaylı

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ

İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Sosyal Bilimler Dergisi 2010, (4), 25-32 İMKB NİN LATİN AMERİKA BORSALARIYLA İLİŞKİSİ ÜZERİNE ÇOK DEĞİŞKENLİ GARCH MODELLEMESİ Özlem YORULMAZ - Oya EKİCİ İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri Bölümü

Detaylı

OTOKORELASYON OTOKORELASYON

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

Detaylı

Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 23, Sayı: 4, 2009 149

Atatürk Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cilt: 23, Sayı: 4, 2009 149 Aaürk Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Dergisi, Cil: 23, Sayı: 4, 2009 149 TÜRKİYE EKONOMİSİNDE ENFLASYON VE REEL MİLLİ GELİR ARASINDAKİ ÇEVRİMSELLİK İLİŞKİSİ ÜZERİNE BİR İNCELEME Cem SAATÇİOĞLU (*)

Detaylı

Birim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim Kök Testleri 3/24/2016. Bir stokastik sürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde Yıldız Teknik Üniversiesi İkisa Bölümü Ekonomeri II Ders Noları Ders Kiabı: J.M. Wooldridge, Inroducory Economerics A Modern Approach, 2nd. ed., 2002, Thomson Learning. Zaman Serisi Modelleri: Birim Kök

Detaylı

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ *

İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferhat TOPBAŞ * İşsizlik ve İnihar İlişkisi: 1975 2005 Var Analizi 161 İŞSİZLİK VE İNTİHAR İLİŞKİSİ: 1975 2005 VAR ANALİZİ Ferha TOPBAŞ * ÖZET İşsizlik, birey üzerinde olumsuz birçok soruna neden olan karmaşık bir olgudur.

Detaylı

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

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

Detaylı

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ

HİSSE SENEDİ FİYATLARI VE DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ The Journal of Academic Social Science Sudies Inernaional Journal of Social Science Doi number:hp://dx.doi.org/10.9761/jasss2963 Number: 37, p. 399-408, Auumn I 2015 Yayın Süreci Yayın Geliş Tarihi Yayınlanma

Detaylı

PARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ

PARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXIII, SAYI 2 PARA ARZININ ÇIKTI ÜZERİNE ETKİLERİ Öze Araş. Gör. Burak Güriş * Araş. Gör. Burcu Kıran * Çalışmada para arzının çıkı üzerindeki ekileri

Detaylı

Asimetrik İktisadi Dalgalanmalar: Teori ve Uygulama* Asymmetric Business Cycle : Theory and Application

Asimetrik İktisadi Dalgalanmalar: Teori ve Uygulama* Asymmetric Business Cycle : Theory and Application Anadolu Üniversiesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu Universiy Journal of Social Sciences Asimerik İkisadi Dalgalanmalar: Teori ve Uygulama* Asymmeric Business Cycle : Theory and Applicaion Prof. Dr. Nebiye

Detaylı

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1

BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 BİR YATIRIM ARACI OLARAK ALTIN İLE HİSSE SENEDİ ENDEKSİ ARASINDAKİ İLİŞKİNİN ANALİZİ: TÜRKİYE ÜZERİNE AMPİRİK UYGULAMA 1 Bülen DOĞRU* Musafa UYSAL** ÖZET Bu çalışmanın amacı 2000:1-2012:09 döneminde Türkiye

Detaylı

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

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

Detaylı

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul

Long memory and structural breaks on volatility: evidence from Borsa Istanbul MPRA Munich Personal RePEc Archive Long memory and srucural breaks on volailiy: evidence from Borsa Isanbul Emrah Ismail Cevik and Gülekin Topaloğlu Namık Kemal Universiy, Bülen Ecevi Universiy 014 Online

Detaylı

Döviz Kuru Belirsizliğinin İhracata Etkisi: Türkiye İçin Bir Uygulama

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

Detaylı

SOCIAL SCIENCES STUDIES JOURNAL SSSjournal (ISSN: )

SOCIAL SCIENCES STUDIES JOURNAL SSSjournal (ISSN: ) SOCIAL SCIENCES STUDIES JOURNAL SSSjournal (ISSN:2587-1587) Economics and Adminisraion, Tourism and Tourism Managemen, Hisory, Culure, Religion, Psychology, Sociology, Fine Ars, Engineering, Archiecure,

Detaylı

Araşırma Makaleleri REEL DÖVİZ KURU BELİRSİZLİĞİ İ TİCARET PERFORMA SI A ETKİSİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Erşan SEVER ÖZET Bu çalışmada reel döviz kuru belirsizliğinin Türkiye nin icare performansına ekisi araşırılmışır.

Detaylı

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ

TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ TÜRKİYE DE İNŞAAT SEKTÖRÜ VE PARA POLİTİKALARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİLERİ Eem Hakan ERGEÇ Eskişehir Osmangazi Üniversiesi Mura TAŞDEMİR Eskişehir OsmangaziÜniversiesi Öze İnşaa sekörü çıkısının

Detaylı

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ

FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ FİNANSAL PİYASA VOLATİLİTESİ VE EKONOMİ Yrd. Doç. Dr. Hülya Kanalıcı Akay Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Mehme Nargeleçekenler Uludağ Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi

Detaylı

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

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

Detaylı

FİSHER HİPOTEZİNİN TÜRKİYE İÇİN SINANMASI: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME ANALİZİ

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

Detaylı

Para Politikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler. K. Azim Özdemir

Para Politikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası Gelişmeler. K. Azim Özdemir Cenral Bank Review ISSN 1303-0701 prin / 1305-8800 online 2009 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ Para Poliikası, Parasal Büyüklükler ve Küresel Mali Kriz Sonrası

Detaylı

eyd Ekonomik Yaklaşım Derneği / Association

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

Detaylı

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ

TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ TÜRKİYE DE FAİZ, DÖVİZ VE BORSA: FİYAT VE OYNAKLIK YAYILMA ETKİLERİ Doç. Dr. Macide Çiçek Dumlupınar Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Öze Bu çalışmada Türkiye de devle iç borçlanma seneleri,

Detaylı

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

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

Detaylı

Birim Kök Testleri. Random Walk. Bir stokastiksürecin birim kök içerip içermediğini nasıl anlarız? Hatırlarsak aşağıdaki AR(1) sürecinde

Birim 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

Detaylı

Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller. Mehmet Vedat PAZARLIOĞLU

Dağıtılmış 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.)

Detaylı

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

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

Detaylı

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

Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Etkileri: Türkiye Örneği Reel ve Nominal Şokların Reel ve Nominal Döviz Kurları Üzerindeki Ekileri: Türkiye Örneği Öze Ahme Mura ALPER Bu çalışma Türkiye deki reel döviz kuru dalgalanmalarının kaynaklarını açıklamayı amaçlamakadır.

Detaylı

TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006

TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 69 TÜKETİMİN TESADÜFİ YÜRÜYÜŞÜ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ 1987 2006 ÖZET Prof. Dr. Rahmi YAMAK Arş. Gör. Zehra ABDİOĞLU Hall un esadüfi yürüyüş modeli, cari ükeim harcamalarının yalnızca geçmiş dönemin ükeim harcamaları

Detaylı

GÖRÜNMEZ AMA HĐSSEDĐLMEZ DEĞĐL: TÜRKĐYE'DE ÇIKTI AÇIĞI

GÖRÜNMEZ AMA HĐSSEDĐLMEZ DEĞĐL: TÜRKĐYE'DE ÇIKTI AÇIĞI Cenral Bank Review Vol. 11 (July 211), pp.15-28 ISSN 133-71 prin / 135-88 online 211 Cenral Bank of he Republic of Turkey hp://www.cmb.gov.r/research/review/ GÖRÜNMEZ AMA HĐSSEDĐLMEZ DEĞĐL: TÜRKĐYE'DE

Detaylı

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

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

Detaylı

Cari İşlemler Açığı ve Sürdürülebilirlik: Türkiye Örneği

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

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN NAIRU TAHMİNİ

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

Detaylı

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

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

Detaylı

REEL DÖVİZ KURLARINDA UZUN DÖNEM BAĞIMLILIK THE LONG-TERM DEPENDENCE IN REAL EXCHANGE RATES Emre ÜRKMEZ *

REEL DÖVİZ KURLARINDA UZUN DÖNEM BAĞIMLILIK THE LONG-TERM DEPENDENCE IN REAL EXCHANGE RATES Emre ÜRKMEZ * Uluslararası Sosyal Araşırmalar Dergisi The Journal of Inernaional Social Research Cil: 10 Sayı: 49 Volume: 10 Issue: 49 Nisan 2017 April 2017 www.sosyalarasirmalar.com Issn: 1307-9581 REEL DÖVİZ KURLARINDA

Detaylı

Uluslar arasi emtia fiyatlarindan iç fiyatlara asimetrik ve doğrusal olmayan fiyat geçişkenliği: Türkiye için nardl modeli bulgulari

Uluslar 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

Detaylı

İSTANBUL MENKUL KIYMETLER BORSASI NDA EŞHAREKETLİLİK VE ASİMETRİK AYARLAMA

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

Detaylı

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE ELEKTRİK TÜKETİMİ, İSTİHDAM VE EKONOMİK BÜYÜME İLİŞKİSİ Süleyman Demirel Üniversiesi İkisadi ve İdari Bilimler Fakülesi Dergisi Y.2011, C.16, S.1 s.349-362. Suleyman Demirel Universiy The Journal of Faculy of Economics and Adminisraive Sciences Y.2011, Vol.16,

Detaylı

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALI: 2002-2008 DÖNEMİ 1 EXCHANGE RATE CHANNEL IN TURKEY: 2002-2008 PERIOD

TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALI: 2002-2008 DÖNEMİ 1 EXCHANGE RATE CHANNEL IN TURKEY: 2002-2008 PERIOD Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 18, 2013 In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 18, 2013 TÜRKİYE DE DÖVİZ KURU KANALI: 2002-2008 DÖNEMİ 1 Yrd. Doç. Dr. Özer

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE ÇIKTI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ (1990-2006)

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

Detaylı

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

Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojistik Yumuşak Geçişli Otoregresif Modeli EGE AKADEMİK BAKIŞ / EGE ACADEMIC REVIEW Cil: Özel Sayı 0 ss. 4-58 Türkiye de Mali Sürdürülebilirliğin Doğrusal Olmayan Bir Analizi: MLSTAR Çoklu Lojisik Yumuşak Geçişli Ooregresif Modeli A Nonlinear Analysis

Detaylı

REEL DÖVİZ KURU VE DIŞ TİCARET DENGESİ İLİŞKİSİ:

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

Detaylı

SAPAN GÖZLEM İLE YAPISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESPİTİ *

SAPAN GÖZLEM İLE YAPISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESPİTİ * Doğuş Üniversiesi Dergisi, 9 () 8, 46-57 SAAN GÖZLEM İLE YAISAL KIRILMA NOKTASI İLİŞKİSİ VE BUNUN BAYESYEN OTOREGRESİF SÜREÇLE TESİTİ * THE RELATIONSHI OF ABERRANT OBSERVATION AND STRUCTURAL BREAK OINT:

Detaylı

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller

DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıtılmış Gecikme ve Otoregresiv Modeller DEĞİŞKENLER ARASINDAKİ GECİKMELİ İLİŞKİLER: Dağıılmış Gecikme ve Ooregresiv Modeller 1 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

Detaylı

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ

TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Marmara Üniversiesi İ.İ.B.F. Dergisi YIL 2007, CİLT XXII, SAYI 1 TÜRKİYE DE REEL DÖVİZ KURU İLE KISA VE UZUN VADELİ SERMAYE HAREKETLERİ İLİŞKİSİ Araş. Gör. Burcu KIRAN * Öze Bu çalışmada, reel döviz kuru

Detaylı

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI

TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI TÜRKİYE DE FISHER ETKİSİNİN GEÇERLİLİĞİ: DOĞRUSAL OLMAYAN EŞBÜTÜNLEŞME YAKLAŞIMI Tayfur BAYAT ÖZ Bu çalışmada 2002M-20M5 dönemine ai aylık verilerle alernaif nominal vadeli mevdua faiz oranları ile ükeici

Detaylı

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract

THE CAUSALITY RELATION BETWEEN CONSUMER CONFIDENCE AND STOCK PRICES: CASE OF TURKEY. Abstract Ekonomik ve Sosyal Araşırmalar Dergisi, Bahar 20, Cil:7, Yıl:7, Sayı:, 7:53-65 TÜKETİCİ GÜVENİ VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSELLİK İLİŞKİSİ: TÜRKİYE ÖRNEĞİ * Yusuf Volkan TOPUZ ** THE CAUSALITY

Detaylı

TURİZM GELİŞMESİNİN TÜRKİYE EKONOMİSİ ÜZERİNDEKİ ETKİLERİNİN EKONOMETRİK ANALİZİ

TURİZM 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

Detaylı

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ

PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ PETROL FİYATLARININ BORSA İSTANBUL SANAYİ FİYAT ENDEKSİ ÜZERİNDEKİ ETKİSİ Yrd.Doç.Dr. Cüney KILIÇ Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Biga İ.İ.B.F., İkisa Bölümü Yrd.Doç.Dr. Yılmaz BAYAR Karabük Üniversiesi

Detaylı

Finansal Gelişme ve Ekonomik Büyüme Arasındaki Đlişkinin Ampirik Bir Analizi: Türkiye Örneği

Finansal 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

Detaylı

Gönderim Tarihi: Kabul Tarihi:

Gönderim 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:

Detaylı

Enflasyon Hedeflemesi, Büyüme ve Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası

Enflasyon Hedeflemesi, Büyüme ve Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Bankacılar Dergisi, Sayı 68, 2009 Enflasyon Hedeflemesi, Büyüme ve Türkiye Cumhuriye Merkez Bankası Doç. Dr. Haydar Akyazı * - Ayku Ekinci ** Bu çalışma, enflasyon hedeflemesi (EH) döneminde ilk defa ciddi

Detaylı

NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*)

NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüneyt AKAR (*) NET YABANCI İŞLEM HACMİ İLE HİSSE SENEDİ GETİRİLERİ ARASINDA UZUN DÖNEMLİ İLİŞKİ VAR MIDIR? Cüney AKAR (*) Öze: Bu çalışmada ne yabancı işlem hacmiyle hisse senedi geirileri arasında uzun dönemli bir ilişkinin

Detaylı

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey

Şeyma Çalışkan Çavdar Yildiz Technical University ISSN : 1308-7444 scavdar@yildiz.edu.tr 2010 www.newwsa.com Istanbul-Turkey ISSN:1306-3111 e-journal of New World Sciences Academy 2011, Volume: 6, Number: 4, Aricle Number: 3C0085 SOCIAL SCIENCES Received: May 2011 Acceped: Ocober 2011 Şeyma Çalışkan Çavdar Series : 3C Yildiz

Detaylı

Avrupa Merkez Bankası ile TCMB nin Bağımsızlıklarının Karşılaştırılması ve Ekonomiye Etkileri

Avrupa Merkez Bankası ile TCMB nin Bağımsızlıklarının Karşılaştırılması ve Ekonomiye Etkileri YÖNETİM VE EKONOMİ Yıl:7 Cil:14 Sayı:1 Celal Bayar Üniversiesi İ.İ.B.F. MANİSA Avrupa Merkez Bankası ile TCMB nin Bağımsızlıklarının Karşılaşırılması ve Ekonomiye Ekileri Doç. Dr. C. Mehme BAYDUR Muğla

Detaylı

T.C. SELÇUK ÜNİVERSİTESİ FEN BİLİMLERİ ENSTİTÜSÜ

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

Detaylı

TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA

TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA TÜRKİYE DE 1963 2006 DÖNEMİNDE KAMU VE ÖZEL SEKTÖR ÜCRETLERİ ÜZERİNE AMPİRİK BİR UYGULAMA Mura ASLAN Eskişehir Osmangazi Üniversiesi H. Kürşad ASLAN Ken Sae Üniversiesi Öze İskandinav ücre modelinden hareke

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN ALTERNATİF ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİ

TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN ALTERNATİF ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİ TÜRKİYE EKONOMİSİ İÇİN ALTERNATİF ÇEKİRDEK ENFLASYON ÖLÇÜTLERİ Serve CEYLAN (*) Öze: Lieraürde bir çok alernaif çekirdek enflasyon ölçüm yönemi vardır. Bu durum poliika uygulamaları için kullanılacak çekirdek

Detaylı

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

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

Detaylı

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

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

Detaylı

Türkiye de Tüketim Eğilimi ve Maliye Politikası

Türkiye de Tüketim Eğilimi ve Maliye Politikası Türkiye de Tükeim Eğilimi ve Maliye Poliikası Oya S. Erdogdu * Leven Özbek ** *Ankara Üniversiesi Siyasal Bilgiler Fakülesi İkisa Bölümü, Cebeci, Ankara ** Ankara Üniversiesi Fen Fakülesi İsaisik Bölümü,

Detaylı

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

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

Detaylı

Eurasian 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 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

Detaylı

YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ

YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ YAPAY SİNİR AĞLARI VE ARIMA MODELLERİNİN MELEZ YAKLAŞIMI İLE ZAMAN SERİLERİNDE ÖNGÖRÜ Erol EĞRİOĞLU Haceepe Üniversiesi, Fen Fakülesi, İsaisik Bölümü, 06532, Beyepe, Ankara, TÜRKİYE, erole@haceepe.edu.r

Detaylı

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012

Ankara Üniversitesi Ziraat Fakültesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Ankara e-posta: selma@kayalak.com. Geliş Tarihi/Received:30.05.2012 Türkiye de Fındık Üreim Alanlarının Armasında Deseklemelerin Ekisi Selma KAYALAK 1 Ahme ÖZÇELİK 2 1 Çanakkale Onsekiz Mar Üniversiesi Ziraa Fakülesi Tarım Ekonomisi Bölümü, Çanakkale 2 Ankara Üniversiesi

Detaylı