TÜRKİYE DE PETROL FİYATLARI, İHRACAT VE REEL DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI VE DİNAMİK NEDENSELLİK ANALİZİ

Ebat: px
Şu sayfadan göstermeyi başlat:

Download "TÜRKİYE DE PETROL FİYATLARI, İHRACAT VE REEL DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI VE DİNAMİK NEDENSELLİK ANALİZİ"

Transkript

1 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013 In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013 TÜRKİYE DE PETROL FİYATLARI, İHRACAT VE REEL DÖVİZ KURU İLİŞKİSİ: ARDL SINIR TESTİ YAKLAŞIMI VE DİNAMİK NEDENSELLİK ANALİZİ Doç. Dr. Halil ALTINTAŞ Erciyes Üniversiesi, İ.İ.B.F. ÖZET Bu çalışma, dönemi üç aylık verileriyle ihraca, yurdışı reel gelir, reel döviz kuru, reel perol fiyaları ve nispi ihraca fiyaı değişkenleri kullanılarak ARDL yönemi ve nedensellik esleriyle Türkiye nin ihraca fonksiyonunu ahmin emeyi amaçlamakadır. Tahmin sonucunda ihraca ve belirleyicileri arasında uzun dönemde bir ilişkinin olduğu sonucuna ulaşılmışır. Uzun dönemde yurdışı reel gelirdeki yüzde 1 arışın ihracaa yüzde 5.93 lük iyileşmeye, reel döviz kurundaki yüzde 1 lik arışın ihracaa yüzde 0.61 lik bir köüleşmeye neden olmakadır. Nispi ihraca fiyaı uzun dönemde anlamlı bulunmamışır. Reel perol fiyaının ihraca üzerindeki ekisini göseren esneklik değeri (0.) poziif ve anlamlı bulunmuşur. Bu sonuç incelenen dönemde perol fiyaındaki arışan ihracaın zarar görmediğini gösermişir. Granger nedensellik sonuçları perol fiyaı-nispi ihraca fiyaı ve yurdışı reel gelirihraca arasında iki yönlü nedensellik olduğunu gösermiş ve böylece Türkiye de ihracaın dışsal ekonomik gelişmelere daha duyarlı olduğu sonucuna ulaşılmışır. Anahar Kelimeler: Perol Fiyaları, İhraca, ARDL Modeli. THE RELATIONSHIP BETWEEN OIL PRICES, EXPORT AND REAL EXCHANGE RATE IN TURKEY: BOUNDS TESTING APPROACH AND ANALYSIS OF DYNAMIC CAUSALITY ABSTRACT This paper aims o esimae expor for Turkey funcion by using expor, real oil prices, real exchange rae, foreign real income and relaive expor price applying ARDL mehodology and Granger causaliy ess by using quarerly daa for he period The resuls sugges ha here is a long-run relaionship beween expor and is deerminans. In he long run, a one percen increase in real foreign income leads o a 5.93 percen improvemen in expor, while a one percen increase in real exchange rae deerioraes 0.61 percen in expor. Relaive expor price is no found saisically significan in he long run. The effec of he real price of oil on expor is esimaed o be posiive and saisically significan wih an elasiciy of 0.. This resuls implies ha expors do no suffer from he increase in he price of oil for examined period. The resul of Granger causaliy indicaes ha here is a bidirecional causaliy beween oil prices-relaive expor price and foreign real income-expor which infers ha Turkey s expor is more sensiive o exernal economic developmens. Keywords: Oil Prices, Expor, Bounds Tesing Approach. ISSN: E-ISSN: hp://dx.doi.org/10.111/ijmeb

2 Halil ALTINTAŞ 1. Giriş Enerji özellikle perol-modern bir ekonomide en önemli hammaddelerden biridir. Perol ürünleri ulaşırma ve enerjinin oraya çıkarılmasında yaygın bir şekilde kullanılır ve ayrıca perol kimya ürünlerinin üreiminde de kullanılmakadır. Bu nedenle, perol fiyaı, uluslararası ekonomide anahar fiyalardan biridir ve diğer enerji kaynakları için yaygın bir şekilde referans değer olarak kullanılmakadır (Korhonen & Ledyaeva, 010:849). Perol fiyaındaki arış son üç resesyon döneminin en önemli nedenlerinden biridir. Son 40 yılda dünya çapında perol fiyalarındaki arışa epki olarak ekonomik resesyonlar gözlenmişir. Bunlar 1973 yılındaki perol krizine bağlı olarak oraya çıkan 1973 resesyonu, 1979 yıllındaki İran devriminden dolayı enerji krizlerinden kaynaklanan 1979 resesyonu ve ardından İran devriminin yaraığı resesyonlarıdır (Williams, 011) perol krizinde, perol fiyaları emiya fiyalarından daha fazla dalgalanma gösermişir. Ham perol, doğal gaz ve rafine edilmiş perol fiyaları, yuriçi üreicilerin saığı ürünlerin yaklaşık yüzde 95 inin fiyalarından daha fazla dalgalanmışır. Malik (008) e göre de görülen birinci negaif perol şoku, OPEC in perol ambargosundan, ikincisi perol şoku OPEC in perol üreimini kısmasından kaynaklanmışır de Irak savaşıyla başlayan ikinci önemli şok dönemleri arasını kapsasa da ekisi büyük olmuşur. Global perol fiyaları 003 en beri sürekli arış göserirken 006 Nisan ında perol fiyaı 004 Ocak fiyaının iki kaından daha fazla armışır. Talep, arz ve spekülaif fakörler ve bu fakörlerin birbirleriyle karşılıklı olan ilişkileri perol fiyalarında düzenli bir arışa yol açmışır. Son yıllarda gelişmeke olan Çin ve Hindisan gibi Asya ülkelerindeki güçlü ekonomik performansı global perol alebini arırmışır (Anam Hassan & Zaman, 01:15). Zaouali (007) ye göre 030 yılına kadar perol alebinin her yıl yüzde 1.3 lük arış gösereceği ve perol alebindeki arışın yüzde 70 inin özellikle Hindisan ve Çin gibi gelişmeke olan ülkelerden kaynaklanacağını ve iki ülkenin yıllık perol alep arışının 030 a kadar her yıl oralama yüzde.5 aracağını öngörmekedir. Williams (011) perol alebi fiyaının esnek olmadığını, enerji arzında meydana gelecek herhangi bir değişimin fiyalar üzerinde önemli arışa yol açacağını bildirmekedir. Talepeki küçük bir arış (veya arzdaki bir azalma) perol fiyalarını şiddeli bir şekilde arıracakır. Perol fiyaının bu inelasik özelliği, ihala yapan ülkelerin ekonomilerinde köüleşmelere neden olabilmekedir. Bununla birlike 009 da olduğu gibi alepeki bir azalma da, fiyaın düşmesine bağlı olarak aynı köüleşirici ekinin perol üreicisi ülkelerde görülmesini sağlamakadır. Kısaca hem alepeki bir arış, hem de yıpranan perol alanlarının neden olduğu üreimdeki azalma, perol fiyaının ani bir şekilde armasına yol açmakadır. Perol fiyalarının reel ekonomik faaliyeleri ekilemesi mekanizması, hem arz hem de alep kanallarının dahil edilmesiyle oraya çıkmakadır. Bazı araşırmalar aran perol fiyalarının ekilerinin emel kanal olarak akarımının arz yönlü olmasından dolayı resesyona yol açacağını açıklamakadırlar. Bu durumda perol fiyaındaki arışlar ekonomide poansiyel üreimi ekilemekedir. Gerçeke perol fiyaındaki arışlar ekonomide perolün piyasada daha az bulunacağı anlamına gelen kılıkaki bir arışın

3 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp gösergesi olarak yorumlanmakadır. Perol aynı zamanda üreimde emel girdi olduğundan sonraki dönemde işgücü verimliliğini azalıcı ekiye de yol açmakadır. (Jbir & Ghorbel, 009:1041). Perol fiyaındaki arışın ekonomik faaliyeleri alep yönlü ve reel dengeden değişme aracılığıyla dolaylı bir şekilde ekileyebilmekedir. Pierce ve Enzler (1974), Hamilon (1988, 003), Ferderer (1996), Brown & Yücel (00), Cologni & Manera (008) perol fiyaındaki bir arışın perol ihal eden ülkelerden ihraca eden ülkelere gelir ransferine yol açmakadır. Bu ransfer, perol ihal eden ülkelerde hane halkının reel gelirlerini azalmaka ve sonuça yuriçi alebin giikçe zayıflamasıyla firmaların karları ve yaırımları olumsuz ekilenebilmekedir. Bu ülkelerde perol fiyaındaki arışa bağlı olarak cari işlemler açığının sürekliliği ulusal büçe hedefleri üzerinde ers ekiler doğuracak ve ikiz açık olarak bilinen sorunu gündeme geirecekir. Sonuça uluslar arası perol fiyaındaki arışlar ekonomik büyüme ve refah arışında kayıplara yol açacakır (Belkar vd., 007; Kooros vd.006). Perol fiyalarının makroekonomik değişkenler üzerine ekisini inceleyen çok sayıda çalışmaya [(Wilson (001) perol fiyaları, dış icare dengesi, reel döviz kuru; Oo (003) perol fiyaları, dış icare haddi; Ahmed & Donoghue (010) perol fiyaları, ihraca, endüsriyel hammadde fiyaları, gelir adalesizliği; Malik (008) perol fiyaları, üreim, reel döviz kuru, dünya faiz oranı, perol ükeimi; Chen & Hsu (01) perol fiyaları, dış icare (ihraca ve ihala)] raslanmakadır. Bu çalışmaların bazılarında perol fiyalarının asimerik olduğu bazılarında ise perol fiyalarının doğrusal olduğu varsayımı alında model ahminleri yapılmışır. Bu çalışma dönemi için Keynesci yaklaşımın (masseme ve harcama) dış icare dengesi eorisini dikkae alarak Türkiye de perol fiyaları, yurdışı gelir, reel döviz kuru ve nispi ihraca fiyaının ihraca üzerindeki ekilerini ARDL yönemiyle araşırmayı amaçlamakadır. Perol fiyalarının ihraca modelinde yer aldığı sınırlı sayıda çalışmanın olması (örneğin Faria vd., 009), bu çalışmanın lieraüre kakı sağlaması açısından önem arz emekedir. Çalışmanın ikinci bölümünde perol fiyaları ve ekonomik faaliyeler ilişkisi, üçüncü bölümde Türkiye de perol fiyaı ve ihracala ilgili gelişmeler, dördüncü bölümde model ahmininde kullanılan yönemler, beşinci bölümde ise ampirik sonuçlarla ilgili bilgilere yer verilecekir.. Perol Fiyaları Ve Ekonomik Faaliyeler: Teorik ve Ampirik Lieraür Perol ihal eden gelişmeke olan ülkeler, perol ihal eden gelişmiş ülkelerden daha fazla enerjiye bağımlı olması ve enerjinin ekin kullanıldığı enerji-yoğun (energyinensive) sekörlere sahip olmasından dolayı perol fiyalarındaki arışan olumsuz ekilenebilmekedir. Perol fiyaındaki arış, aran enerji fiyalarının firmaların daha az enerji saın alması anlamına gelmeke ve sonuça sermaye ve emek verimliliğinin azalmasına bağlı olarak poansiyel milli gelirin düşmesine neden olabilmekedir. Fakör verimliliğindeki azalma ise reel ücrelerin gerilemesini sağlayabilmekedir. İşgücü arzının bir kısmı gönüllü olarak işgücünden ayrılması halinde poansiyel üreim olduğundan daha düşük düzeyde gerçekleşecekir. Ayrıca perol fiyaındaki arışlar, belirsizliğin ekisiyle yaırımları azalarak veya kaynakların sekörel dağılımını yeniden düzenleyerek ekonomik faaliyeler üzerinde doğrusal olmayan bir ekiye sahip olabilmekedir (Ferderer, 1996).

4 4 Halil ALTINTAŞ Aşağıdaki Grafik 1 de dönemi perol fiyalarındaki gelişmeler göserilmedir. Grafike perol fiyalarının 003 den sonra sürekli arış eğiliminde olduğu gözlenmekedir. Grafik 1: Dünya Perol fiyaı (ABD doları/varil) Kaynak: Anam Hassan ve Zaman (01). Yapılan araşırmalarda perol fiyaındaki şokların ekonomik faaliyeleri yavaşlaacağı ve enflasyonu arıracağı konusunda görüş birliği vardır (örneğin Rasche & Taom, 1981; Bruno & Sachs, 198; Darby, 198; Hamilon, 1983, 1985,1996; Burbidge & Harrison, 1984; Gisser & Goodwin, 1986; Mork, 1989). Ancak Hooker (1996, 00) & Doroodianand Boyd (00) gibi araşırmacılar 1980 li yılların sonundan iibaren perol fiyaındaki arışın reel ekonomik faaliyeler üzerinde sınırlı ekiye yol açığını, bunda perol ihal eden sanayileşmiş ülkelerde enerji poliikasının konrol edilmesi, alernaif enerji kaynaklarının gelişirilmesi ve eknolojik yeniliklerin ekili olduğunu vurgulamışlardır. Perol üreicisi bir ülke için perol fiyaındaki bir arışın büyüme üzerine ekisi, diğer ülkelerdeki ekonomik büyümenin yavaşlaması dikkae alındığında değişebilecekir. Ne enerji ihalaçısı bir ülkenin alebindeki bir azalma, perol ihraç eden ülkelerin bu ülkelere daha önceki mikardan daha az ihraca yapamasına yol açacakır. Bu durum (perol ihracaçısı ülke üzerinde daha keskin olmasa da) ekonomik büyüme üzerinde negaif bir ekiye yol açacakır. Yükselen perol fiyalarındaki arışın ne ekisi, enerji ihracaçısı ülkeler için poziif olacağı beklense de, icari ilişkiler dikkae alındığında durumun nasıl değişebileceğini belirsizlik arz edebilmekedir (Korhonen & Ledyaeva,010:849). Blanchard & Gali (007) son 10 yılda perol fiyalarının ekonomik dalgalanmaların önemli bir kaynağı olmadığını belirmişlerdir. Yazarlar, perol fiyaındaki bir arışın özellikle enflasyon ve ekonomik faaliyeler üzerinde ılımlı ekilere neden olmasını dör faköre bağlamakadır: Bunlar, eşzamanlı olarak negaif şokların oraya çıkmaması, üreimde perolün payının düşük olması, esnek işgücü piyasaları ve para poliikası yöneiminde iyileşmedir. Diğer arafan Segal (007) ise 000 li yıllara yüksek perol fiyalarının dünya ekonomisini yavaşlamamasının nedenini birkaç gerekçeyle açıklamışır. Bunlardan en önemlileri, aran perol fiyaının düşünüldüğü kadar önemli olmaması, yüksek perol fiyalarının çekirdek enflasyona geçişinin sıkı

5 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp para poliikasıyla önüne geçilmesinden dolayı uzun süreli olmaması ve sonuça bu fakörlerin ekonomik büyümeyi (yavaş- büyüme) sınırlandırmamasıdır. Ancak bu sonuçlar genellikle ne perol ve diğer enerji ürünleri ihalaçısı ülkelerle ilişkilendirilmekedir. Buna karşılık enerji ihracaçısı ülkeler aran enerji fiyalarından daha fazla yarar sağlaması beklenmekedir. Bu ülkelerin dış icare hadlerinde iyileşme ve aran ihraca gelirleri, hem daha fazla ükeim hem de yaırım için kullanılmakadır. Örneğin Rauava (004) Rusya nın aran perol gelirlerinin GDP büyümesinde hızlı arışlara yol açığını gösermişir. Bohi (1989), Romer & Romer (1989), Bernanke vd. (1997), Barsky & Kilian (004) ise ekonomik faaliyeleri azalan ekinin perol fiyalarındaki arış olmadığını, perol fiyaı şoklarına para poliikası epkisinin bu azalışa neden olduğunu belirmişlerdir. Yazarlar, sadece perol şoklarının ekonomik resesyonu açıklamada yeerli olmadığını belirmişlerdir. Ayrıca, perol fiyaı şokları ile ekonomik faaliyelerdeki arış arasında asimerik bir ilişkinin mevcu olduğunu gösermişlerdir. Perol fiyaındaki bir arış reel büyümeyi azalıcı ekiye yol açsa da, ersine perol fiyaındaki bir azalma ekonomik faaliyeleri canlandıramamakadır. Perol fiyalarının ekonomik faaliyeler üzerine ekisinin asimerik özellik aşıdığı birçok ikisaçı arafından deseklenmekedir. Hamilon, (1996) Jimenez- Rodriguez & Sanchez, (004) Lee vd. (1995); Mory, (1993); Mork, (1989) perol fiyalarındaki negaif ve poziif şoklara karşı ekonominin epkisinin asimeri özelliği aşıdığını ve perol fiyaı değişkeninde lineer olmayan dönüşürmeler yaparak perol fiyaı-makroekonomik ilişkileri analiz emişlerdir. Hamilon (1996) ve Lee vd., (1995) poziif perol şoklarının (perol fiyaı arışları) aynı büyüklükeki negaif perol şoklarına göre büyüklük olarak daha geniş makroekonomik ekilere yol açığına işare emişlerdir. Bu konuda ikisaçılar farklı açıklamalarda bulunmuşlardır. Örneğin Ferderer (1996) e göre bu asimerinin kaynağının finansal piyasalara yönelik baskı ve belirsizlik olduğunu Taom (1993), Balke vd. (00), Brown & Yücel (00), asimerinin nedeninin perol fiyaındaki şok karşısında para poliikasının epkisi olduğunu, Hamilon (1988) a göre ise ayarlama maliyeleri ile bu asimerinin açıklanabileceğini ifade emişlerdir. Tüm bu arışmalarda perol fiyaındaki değişmelerin ekonomiyi ekileme kanallarının yeniden önem kazanmasını sağlamış ve bu kanallara para poliikası, döviz kuru, dış icare haddi, refah ransferi ve eknolojik değişme eklenmişir. Tarışmalara alep kaynaklı perol fiyaı değişmeleri ile arz kaynaklı perol fiyaı değişmelerinin ekonomik ekileri arasında ayrım yapılarak devam edilmişir. Talep kaynaklı perol fiyaı değişmelerin arz kaynaklı perol fiyaı değişmelerinden daha fazla önemli olduğu ileri sürülmüşür (Oladosu, 009:5417). Perol fiyaı şoklarının döviz kuru ve diğer değişkenler üzerindeki akarım mekanizmasının eorik yapısı şu şekilde açıklanabilir: Başlangıça aran perol fiyaları enflasyonis baskıları arırmaka ve hane halkının reel gelirlerini azalmaka ve sonuça ükeim harcamaları baskı alına alınmakadır. Ayrıca oplam üreim, yuriçi alebin giikçe zayıflaması ve şirke karlarının azalması karşısında olumsuz ekilenebilmekedir (Huang & Guo, 007:405). Önemli sayıda araşırma (örneğin Hamilon, 1996, 00; Hooker, 00) perol fiyaındaki arışın üreimi ve yuriçi fiya düzeyini ekilediğini ve azalan alep düzeyinin merkez bankaları arafından izlenen karşı para poliikaları yoluyla dengelendiğini gösermişir. Diğer arafan perol fiyaındaki bir arış perol ihal

6 6 Halil ALTINTAŞ eden bir ülkeden perol ihraç eden bir ülkeye gelir ransferine yol açmakadır. Krugman, (1980), Chaudhuri & Daniel (1998) perol fiyaındaki yükselmenin perol ihraç eden ülkedeki mal fiyalarının nispi olarak perol ihal eden ülkeye göre daha fazla yükselmesine yol açacağını vurgulamışlardır. Bu durum perol ihalaçısı ülkelerin reel döviz kurlarında değerlenmeye neden olacakır. Ancak döviz kurları üzerinde ekinin büyüklüğü, perol ihal eden ülkeler arasında perol ihalaının dağılımı ile hem perol ihal eden hem de ihraç eden ülkeler arasındaki porföy ercihlerine bağlı olmakadır. Perol fiyaları ve makro ekonomik faaliyeler arsındaki ilişkiyi inceleyen ampirik çalışmalar ve bu çalışmalarda elde edilen bulgular aşağıda özelenmişir. Mussa (000), dönemi için farklı makro ekonomik modeller kullanarak perol ihal eden ülkelerde (Hindisan, Kore, Pakisan, Filipinler, Tayland ve Türkiye) perol fiyaı şoklarının ekilerini analiz emişir. Bu ülkelerde perol fiyalarındaki arışın mal ve hizmelerin üreim maliyelerinde arışa yol açığını, bunun enerji fiyalarını nispi olarak yükseliğini ve firmalara kar marjları arırma yönünde baskıya neden olduğunu gösermişir. Ayrıca sürekli aran perol fiyalarının perol ükeicisi ülkelerden üreici ülkelere doğru GSYİH nın yaklaşık yüzde 0.5 oranında sürekli gelir ransferini sağladığı bulgusuna ulaşmışır. Anam Hassan & Zaman (01) dönemi için Pakisan da aran perol fiyalarının icare dengesi üzerindeki ekisini ARDL yönemiyle araşırmışır. Perol fiyaları döviz kuru ve icare dengesi arasında anlamlı negaif bir ilişkinin olduğunu, perol fiyalarındaki yüzde 1 arışın döviz kuru ve icare dengesini sırasıyla yüzde 0.38 ve yüzde 0.34 azalığını gösermişir. Perol fiyaları ve döviz kurunun ise dış icaree dengesizliğine yol açığı sonucuna ulaşmışır. Ayrıca perol fiyalarındaki arışlar ihalaın maliyeini arırdığından dış dünyaya yönelik ne gelir çıkışına ve böylece icare açığına neden olmakadır. Yazarlar Pakisan da perol ihalaı bağımlılığını azalıcı enerji projelerinin gelişirilmesi gerekiğini vurgulamışlardır. Prasad vd. (007) dönemi için Fiji Adaları nda perol fiyaları ile reel GSYİH arasındaki ilişkiyi incelemiş ve perol fiyalarındaki arışın reel GSYİH üzerinde, lieraürün aksine, poziif ekiye sahip olduğunu gösermişir. Bu sonucun Fiji ekonomisinin iki özelliğinden kaynaklandığını ileri sürmüşür. Birincisi, Fiji de fiili reel üreimin poansiyel üreiminden yaklaşık yüzde 50 daha düşük olduğunu ve bu nedenle perol fiyalarındaki arışın üreimi negaif yönde ekileyecek bir eşik düzeye ulaşamadığını ileri sürmüşlerdir. İkincisi perol fiyaındaki arışların daha yüksek bir fiili üreime dönüşürülmesidir. Coloni & Manera (008) dönemi üç aylık verileri kullanarak G7 ülkeleri için perol fiyaı şoklarının üreim, fiyalar ve parasal değişkenler üzerindeki ekilerini yapısal VAR analizi ile incelemişir. Japonya ve İngilere hariç üm ülkelerde perol fiyalarının enflasyon üzerindeki ekili olduğu, enflasyon şoklarının reel ekonomiye geçişinin faiz oranlarının armasıyla gerçekleşiğini, enflasyon ve büyümeye yönelik şoklara farklı para poliikalarının uygulandığını buna bağlı olarak oraya çıkan ekilerin birçok ülkede ılımlı olduğunu gösermişlerdir. Jimenez-Rodriguez & Sanchez (005) seçilmiş bazı OECD ülkeleri için perol fiyaları ile ekonomik büyüme arasındaki ilişkiyi analiz emişir. Perol fiyalarının reel büyüme üzerine doğrusal olmayan ekiye sahip olduğu sonucuna ulaşmışlardır. Perol

7 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp fiyaındaki bir arışın perol fiyaındaki bir azalmadan reel büyüme üzerinde daha büyük bir ekiye neden olduğunu gösermişlerdir. Perol ihal eden ülkeler arasında (Japonya hariç) perol fiyaı arışının büyümeyi negaif ekilediği, buna karşılık perol ihraç eden bir ülke olan İngilere nin de perol fiyaı arışından olumsuz, Norveç in ise olumlu ekilendiği bulgusuna ulaşmışlardır. Faria vd. (009) 199:01 005:1 dönemi için Çin de perol fiyalarındaki arışın Çin in ihracaı üzerindeki ekisini reel perol fiyaı, reel döviz kuru, ihraca verimliliği ve sanayileşmiş ülkelerin sanayi üreim endeksi değişkenleri kullanarak sınır esi yaklaşımı ile analiz emişir. Modellerde perol fiyalarının ihraca üzerindeki ekisinin anlamlı ve poziif (0.063 ve 0.068), ihraca verimlilik endeksi kasayısının birden büyük ve anlamlı (4.06 ve.47), reel döviz kuru kasayısı negaif ve sanayi üreim endeksi poziif olsa da anlamlı bulunmamışır. Çin de ihracaın enerji yoğun olmaması, işgücü arzının hemen hemen sonsuz olmasına bağlı olarak ihracaın önemli bir kısmının emek yoğun üreime dayanması, ihraca seköründeki verimlilik arışının ücrelerde daha az arışa yol açması gibi fakörler ihraca arzının armasına ve daha rekabeçi bir yapının oraya çıkmasına neden olmuşur. Ayrıca yabancı eknolojinin benimsenmesi ve doğrudan yabancı yaırımın arması gibi verimlilik arışını sağlayan dışsal fakörler, ekonomik büyüme yanında ve ihraca seköründe rekabeçi yapının iyileşmesini sağlamışır. Sonuça sayılan bu avanajlardan dolayı, perol fiyaları arsa da Çin de ihraca armaya devam emişir 3. Türkiye de İhraca ve Perol Fiyaının Gelişimi 3.1. İhracaın Gelişimi 1980 yılından iibaren ihracaa dayalı sanayileşme modelinin uygulanmaya başlanmasıyla dış pazarlara açılma ve dünya ekonomileriyle büünleşme süreci hız kazanmışır yılında.9 milyar dolar olan ihraca, 011 yılı sonunda 46 ka ararak 135 milyar dolara aşmış ve ihracaın yapısında da önemli değişiklikler oraya çıkmışır. Türkiye nin 03 ihraca Sraejisi nde Türkiye ihracaının 500 milyar dolara, dünya ekonomileri içinde 10. sıraya yükselmesi, yılları arasında ihracaın yüzde 11.7 arması ve dünya ihraca payının ise 011 de yüzde 0.8 olan payının 013 de 0.91 e 018 de 1.18 e ve 03 de 1.46 ya yükselilmesi hedeflenmekedir. Ayrıca 03 de GSMH nın rilyon dolara yükselilerek dünyanın ilk 10 ekonomisi arasına girmesi amaçlanmakadır (Yüksek Planlama Kurulu, 01). Türkiye, 000 li yılların başından iibaren yürüüğü ihracaa pazar çeşilendirmesi poliikası kapsamında ihracaa AB nin payı giderek düşüş gösermişir. 00 yılında AB nin ihracaımızdaki payı yüzde 57 iken bu oran 011 de yüzde 46 ya 01 de ise yüzde 38.8 e gerilemişir. AB ülkelerinde azalan ihraca pazar payı, Asya ülkelerine kayarak arış gösermiş ve 000 de bu ülkelerde yüzde 13.9 olan ihraca payı 01 de yüzde 34.8 e yükselmişir. Türkiye 1996 da 180 ülke ve gümrük bölgesine ihraca yaparken 00 de bu sayı 8 e, 011 de ise 36 farklı ülke ve gümrük bölgesine ihraca yapar duruma gelmişir (Yüksek Planlama Kurulu, 01, Hazine Müseşarlığı, 013). Türkiye nin ihraca hacminin 1 milyar ABD Dolarını geçiği ülke sayısı 000 yılında 5 iken bu sayı 008 yılında 30 a yükselmişir. Ayrıca Türkiye nin en önemli icare parnerlerinin ekonomisinde oraya çıkması muhemel olumsuz gelişmelere karşı

8 8 Halil ALTINTAŞ direnci armışır. Yaşanan çeşilenme süreci sayesinde, Türkiye nin en önemli 10 icare parnerine yapığı ihracaın oplam ihraca içerisindeki payı 000 yılında yüzde 6 iken bu oran 005 yılında yüzde 49 a düşmüşür (TEPAV, 009:6). İhracaımız sekörler iibariyle incelendiğinde 00 yılında sanayi ürünlerinin oplam ihraca içindeki payı yüzde 94.6 iken (arım ürünlerinin payı yüzde 5), 011 yılında bu pay yüzde 95.6 ya yükselmişir. İhracaa uygulanan sraejiler sonucunda düşük eknoloji sekörlerinden ora eknoloji sekörlerine dönüşüm sürdürülerek daha rekabeçi ve kama değeri yüksek ürünler üreilmeye başlanmışır. 00 de ihracaa eksil ilk sırayı alırken 011 de ora ve ileri eknoloji ürünleri olan oomoiv ve perol ürünleri ihracaa paylarını arırmışır (Yüksek Planlama Kurulu, 01). 3.. Türkiye de Perol Fiyaları ve Gelişmeler Aşağıdaki Tabloda yılları arasında ham perol fiyaı, Türkiye de perol ve enerji bağımlılığına ilişkiler bilgiler verilmekedir. Tabloda görüldüğü gibi uluslararası piyasalarda 001 yılında varili oralama 4.4 dolardan saılan ham perol fiyaı, 008 ABD krizinin ekisiyle global daralmadan dolayı 009 yılı dışında sürekli arış gösermişir. 000 yılına göre perol fiyaı 01 yılında yüzde 91 lik bir arış gösermişir yılları arasındaki oralama perol fiyaı ise dolardır. İhal edilen ham perol ise 008 yılına kadar 0 milyon onun üzerindeyken doğal gaz kullanımının armasıyla ihal edilen mikarda 008 den sonra azalma gerçekleşmişir. Ham perol ihalaında olağanüsü bir arış olmamasına rağmen, perol fiyaındaki arışın Hazine ye olan maliyei armış; 000 yılında 4. milyar dolar olan perol faurası, 01 yılında 16 milyar doları aşmışır dönemindeki son 13 yılda perol ihalaı için yapılan oplam ödeme milyar dolardır döneminde oplam ihraca geliri içinde perole yapılan ödemenin payı yüzde 10 düzeyindedir. 000 yılı ödemesine göre 004 yılında ham perol ödemesindeki arış yüzde 45, 005 yılında yüzde 105, 01 yılında ise yüzde 84 dür. Türkiye de oplam ihala içinde ham perol perolün payının alernaif enerji kaynakları bulunamadığından dolayı azalmadığı ve buna bağlı olarak enerji bağımlılığının yüzde 70 lere kadar yükseldiği dikkae alındığında, ekonomideki büyümeyle enerji alebinin daha fazla aracağı ve perole yapılan ödemenin ilerleyen yıllarda daha da yükseleceği beklenmekedir. Tablo 1: Ham Perol ve Türkiye de Ham Perole İlişkin Bazı Gösergeler Ham perol Fiy.($) İhala (1000Ton ) İhala değeri Milyon$ İhalaaki Pay% Enerji Bağ.%** Kaynak: Bu değerler OECD, Dünya Bankası ve Hazine isaisiklerinden alınmışır. *Bir varil Brend ham perol spo fiyaı (ABD doları). **Enerjiye bağımlılık oranı oplam enerji kullanımında ihal edilen enerjinin yüzdelik oranıdır

9 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp Elekrik Üreicileri Derneği nin verilerine Türkiye'nin 010'daki 71.6 milyar dolarlık dış icare açığının 34 milyar dolarla yaklaşık yarısının "ne" enerji ihalaından kaynaklandığı bildirilmekedir. Ayrıca enerji ürünlerinin oplam ihalaaki payının yüzde 1 düzeyinde gerçekleşiği ve dolayısıyla ihala için ödenen her 100 doların 1 dolarının perol, gaz, kömür gibi enerji ürünlerine giiği ifade edilmekedir (Elekrik Üreicileri Derneği, 013). Hazine Müseşarlığı verilerine göre 000 de oplam enerji ihalaı 9.1 milyar dolar ve 01 de 58.4 milyar dolardır. Bu ödemelerin ihalaaki payları 000 de yüzde 17. iken 01 de bu oran yüzde 89 a yükselmişir (Hazine Müseşarlığı, 013). 4. Ampirik Uygulama 4.1. Model Ve Veri Sei İhraca, yurdışı gelir, perol fiyaları ve reel döviz kuru ve nispi ihraca fiyaı arasındaki ilişkinin araşırıldığı aşağıdaki model (1), Keynesci yaklaşımın dış icare dengesini açıklayan masseme ve harcama yaklaşımı esas alınarak anımlanmış ve konrol değişkeni olarak modele perol fiyaı değişkeni dahil edilmişir. ln X lng7y lnrer lnroil ln XP (1) Burada X ihraca mikarını, G7Y yurdışı reel GSYİH yı 1, RER reel döviz kurunu, ROIL reel perol fiyalarını ve XP Türkiye nispi ihraca fiyaını haa erimini gösermekedir. Modelde kullanılan üm değişkenler IMF nin IFS veri abanından elde edilmişir. Modelde ihraca mikarını ( X ) Türkiye ihraca mikar endeksi (005=100), yurdışı reel geliri ( G Y ) G7 ülkelerinin reel GSYİH sı, [(G7 ülkeleri GSYİH/G7 ülkeleri GSYİH deflaörü (005=100)], reel döviz kurunu ( RER ) reel döviz kuru endeksi (005=100), reel perol fiyaını ( ROIL ) oralama dünya reel perol fiyaı [(oralama dünya perol fiyaı/abd opan eşya fiya endeksi (TEFE=100)], Türkiye ihraca fiyaını ( XP ) Türkiye nispi ihraca fiyaı [(Türkiye ihraca fiya endeksi (005=100)/dünya ihraca fiya endeksi (005=100)] emsil emekedir. Modelde üm değişkenler roma-seas yönemine göre mevsimselliken 7 1 G7 ülkeleri ABD, Japonya, Almanya, İngilere, Fransa, İalya ve Kanada dan oluşmakadır. Bu 7 ülkenin IMF verilerine göre 01 yılı iibariyle oplam dünya GSYİH sı içindeki payı yüzde 47.3 dür (Kaynak hp://en.wikipedia.org/wiki/lis_of_counries_by_gdp_(nominal (Erişim Tarihi: ). Bu ülkelerin oplam Türkiye ihracaı içindeki payı ise 011 de yüzde 31.5 ve 01 de ise yüzde 7.1 dir. (Kaynak: Ekonomi Bakanlığı, hp:// 4506F45BBCC409C/eko06.xls (Erişim Tarihi: ). Bu ülkelerin oplam gelirleri modele yur dışı gelir olarak alınmış ve Türkiye ihracaı ile ilişkilendirilmişir. Perol fiyaı değişkenin seçimi zor ve önemlidir. Ulusal perol fiyaları, fiya konrollerinden perol ürünleri üzerindeki yüksek ve değişen vergilerden, döviz kurlarındaki dalgalanmalardan ekilenebilmekedir. Yürürlükeki perol fiyaını ekileyen farklı emenlerin amamı her ülke için uygun bir perol fiyaı ölçüünün belirlenmesini güçleşirmekedir. Bu nedenle ampirik uygulamaların çoğunda farklı ekonomilerde perol fiyaı şoklarının analiz edilmesinde hem ABD doları cinsinden dünya perol fiyaı hem de bu fiyaın piyasa döviz kuruyla ülkenin kuruna dönüşürüldüğü fiya kullanılmışır. İki değişken arasındaki fark, ikincinin ülkedeki döviz kuru dalgalanmalarını ve enflasyon düzeyini dikkae almasıdır (Cunadoa ve Gracia, 005:67). Bu çalışmada ABD doları cinsinden reel perol fiyaının kullanımı ercih edilmişir.

10 10 Halil ALTINTAŞ arındırılmış ve logarimaları alınarak esneklik değerlerinin elde edilmesi sağlanmışır. Modelde 1,, 3 ve 4 sırasıyla ihracaın yurdışı gelir, reel döviz kuru, reel perol fiyaı ve ihraca fiyaı elasikiyeini gösermekedir. Yurdışı gelirin arması Türkiye ihracaını arıracağından yurdışı gelir kasayısının poziif ( 0 ) olması beklenir. 1 Reel döviz kurunun arması, Türk parasının değerlendiği anlamına gelmeke ve dolayısıyla ihraca mallarının pahalı hale gelmesine yol açacağından reel döviz kuru kasayısının negaif değer ( 0 ) alması beklenir. Perol fiyalarındaki arışın ihraca üzerinde ekisi üreim maliyeini arırmasından ve dış icare haddini köüleşirmesinden dolayı perol ihracaçısı ülkeler için negaif ( 0 ), ihraç eden ülkeler için poziif 3 olması ( 0 ) beklenmekedir. Ancak ülkenin sahip olduğu birakım avanajların 3 daha baskın olması, perol fiyaı arsa da ihraca olumsuz ekilenmemeke, ersine arabilmekedir Örneğin Faria vd. (009) perol ihalaçısı olan Çin in perol fiyaları arsa da ihracaının armaya devam eiğini gösermişir. Türkiye nin ihraç eiği malların fiyaının dünya ihraç malları fiyaına göre arması, nispi olarak Türk ihraç mallarını pahalılaşıracağından ihraca azalacakır, dolayısıyla modelde 4 ün negaif ( 4 <0) olası beklenir. Modelde 1987Q3-010Q3 dönemine ilişkin üç aylık veriler kullanılmışır. Modelde kullanılan değişkenlerin serilerine ilişkin grafikler aşağıda göserilmekedir. Grafik. Modelde Kullanılan Değişkenlerin Grafiksel Göserimi LX LRG LREER LROIL LXP İhraca, yurdışı gelir, reel döviz kuru, reel perol fiyaı ve nispi ihraca fiyaı arasındaki ilişki üç farklı aşamada incelenecekir. Birinci aşamada değişkenler arasındaki uzun dönem ilişkiler ARDL sınır esi ile araşırılacakır. Ardından ihraca

11 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp modeline ilişkin haa düzelme modeli ahmin edilerek kısa dönem dengesizliğin uzun dönemde düzelilip düzelilemediği incelenecekir. İkinci aşamada ise değişkenler arasındaki nedensellik ilişkileri (Toda & Yamamoo (1995), Dolado & Lukepohl (1996) bundan (sonra TYDL) nedensellik esleri yardımıyla araşırılacakır. 4.. ARDL Sınır Tesi Lieraürde en sık kullanılan eşbüünleşme esleri, haa erimine dayalı iki aşamalı Engle-Granger (1987) yönemi ile sisem yaklaşımına dayalı Johansen (1988) ve Johansen & Jesulius (1990) yönemidir. Bu yönemlerin uygulanabilmesi için modelde yer alan üm değişkenlerin düzeyde durağan olmaması I(0) ve birinci farkları alındığında durağan hale gelmesi gerekmekedir (Pesaran vd., 001: 89-90). Eşbüünleşme dereceleri farklı olan serilere eşbüünleşme yöneminin uygulanamama sorununu Pesaran & Shin (1995) ve Pesaran vd. (001) arafından gelişirilen sınır esi yaklaşımı oradan kaldırmakadır. Bu yeni yönem ARDL (Auoregressive Disibued Lag) yaklaşımı olarak ifade edilmekedir. Bu yaklaşımın avanajı değişkenlerin büünleşme dereceleri dikkae alınmaksızın değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisinin var olup olmadığının araşırmasıdır. Diğer arafan bu yönemin uygulanması üç nedene bağlı olarak uygun görülmekedir. Birincisi, sınır esi prosedürü kolaydır ve Johansen & Juselius (1990) gibi çok değişkenli eşbüünleşme yönemlerinin aksine, modelin gecikme uzunluğu EKK ile ahmin edildiken sonra eşbüünleşme ilişkisinin varlığı belirlenmekedir. İkincisi, sınır esi prosedürü Johansen & Juselius (1990) eşbüünleşme ekniklerinden farklı olarak, birim kök esi modeline dahil edilen değişkenlerin ön eslerinin yapılmasını gerekirmemekedir. Sınır esi, modeldeki serilerin I() olması dışında, büünüyle I(0) ve I(1) veya hepsinin karşılıklı eşbüünleşik I(1) olup olmadığına bakılmaksızın uygulanabilmekedir. Üçüncüsü, sınır esi küçük veya sınırlı örnek kümeleri için oldukça ekindir. Aşağıda 4 bağımsız değişkene sahip sınır esi modelleri, kısılanmamış haa düzelme (unresriced error correcion) modellerinin en küçük kareler yönemi ile ahmin edilmesine dayanmakadır: m m m m m ln X ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP () 0 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u m m m m m ln G7Y ln G7Y ln X ln RER ln ROIL ln XP 0 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u m m m m m ln RER 0 ln RER ln X ln G7Y ln ROIL ln XP 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 (4) ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u (3)

12 1 Halil ALTINTAŞ m m m m m ln ROIL 0 ln ROIL ln X ln G7Y ln RER ln XP 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 (5) ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u m m m m m ln XP 0 ln XP ln X ln G7Y ln RER ln ROIL 1i i i i 3i i 4i i 5i i i1 i0 i0 i0 i0 (6) ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP u Burada değişkenlerin birinci farkını simgelemekedir. Yukarıdaki modelle de sınır esinin uygulanabilmesi için m olarak göserilen gecikme uzunluğunun belirlenmesi gerekmekedir. Gecikme uzunluğunun belirlenmesi için AIC, SC, FPE ve HQ gibi bilgi krierlerinden yararlanılmakadır. Burada en küçük kriik değeri sağlayan gecikme uzunluğu modelin gecikme uzunluğu olarak belirlenmekedir. Ancak burada seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecikme uzunluğu ile oluşurulan modelin haa erimlerinde ookorelasyon (ardışık bağımlılık) olmaması gerekmekedir. Seçilen kriik değerin en küçük olduğu gecikme uzunluğu ile oluşurulan model ookorelasyon problemi içeriyorsa bu durumda ikinci en küçük kriik değeri sağlayan gecikme uzunluğu alınmaka ve eğer ookorelasyon problemi devam ediyorsa bu problem oradan kalkıncaya kadar bu işleme devam edilmekedir. Ardından eşbüünleşme ilişkisi varlığının araşırılmasında bağımlı ve bağımsız değişkenlerin birinci dönem gecikmelerinin kasayılarına opluca F esi (wald es) uygulanarak anlamlılığının es edilmesi yoluyla belirlenmekedir. Kısaca değişkenlerin bir gecikmeli düzey değerlerinin anlamlılığı esi yapılarak değişkenler arasında uzun dönem eşbüünleşmenin olup olmadığı F-esi kullanılarak belirlenmekedir. ve 6 nolu denklemlerde değişkenler arasında eşbüünleşmenin olmadığını ifade eden H 0 (sıfır) hipoezleri: H : 0. Değişkenler arasında eşbüünleşmenin 0: varlığını ifade eden alernaif hipoezler: H : 0 şeklinde A: oluşurulmakadır. Değişkenler arasında uzun dönem ilişkinin olmadığı şeklinde kurulan sıfır hipoezi alında hesaplanan ve F-isaisiği için oluşurulan modeller şöyle göserilmekedir: F(lnX lng7y,lnrer,lnroil,lnxp), F(lnG7Y lnx,lnrer,lnroil,lnxp), F(lnRER lnx,lng7y,lnroil,lnxp), F(lnROIL lnx,lng7y,lnrer,lnxp)ve F(lnXP lnx,lng7y,lnrer,lnroil). Değişkenler arasında eşbüünleşmenin varlığının söz konusu olabilmesi için sıfır hipoezinin reddedilmesi gerekmekedir. F-esinin asimpoik dağılımı Pesaran vd. (001) de göserilen ablodan elde edilmişir. Tabloda iki kriik değer göserilmekedir: Birinci al kirik değer üm serilerin I(0) olması durumunda, ikinci üs değer kriik ise üm serilerin I(1) olması durumunda elde edilmişir. Serilerin I(0) ve I(1) veya birlike eşbüünleşik I(1) olması gibi farklı alernaif sınıflamalar için ikinci üs kriik değer geçerli olmakadır (Pesaran vd., 001). Bağımlı değişken ile ahminciler arasında eşbüünleşmenin olup olmadığına şu şekilde karar verilecekir: Hesaplanan F-isaisiği değeri üs kriik sınır değeri aşarsa, sıfır hipoez reddedilmeke ve bağımlı değişken ile ahminciler arasında eşbüünleşmenin olduğu sonucuna varılacakır. Hesaplanan F-isaisiği değeri al kriik sınır değerinden daha düşükse, eşbüünleşmenin olmadığı şeklindeki boş hipoez reddedilememekedir.

13 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp Diğer arafan hesaplanan F-isaisiği değeri al ve üs kriik sınır değerlerin arasında ise kesin bir yorum yapılamamaka ve diğer eşbüünleşme esleri yaklaşımlarına başvurulması gerekmekedir. Gözlem sayısının küçük olması durumunda, ilgili kriik değerler in Pesaran vd. (001) arafından rapor edilen kriik değerlerden önemli ölçüde sapma göserebilmekedir. Bu yüzden çalışmalarda gözlem sayısına uygun olarak Narayan (005) arafından üreilen sınır esi için al ve üs kriik değerler kullanılmakadır. Pesaran vd. (001) arafından üreilen al ve üs kriik değerler ise daha büyük gözlem sayısına ( ) uygun olarak elde edilmişir. Bu nedenle Narayan & Narayan (005), Pesaran vd. (001) arafından hesaplanan kriik değerlerin seriler arasında eşbüünleşme ilişkisine karar vermede yanılıcı olacağını vurgulamışır. Çalışmamızda örnek büyüklüğü 93 olduğundan eşbüünleşme ilişkisinin olup olmadığının araşırılmasında hem Pesaran vd. (001) hem de Narayan (005) arafından elde edilen kriik değerler kullanılacakır. Çalışmada seriler arasında eşbüünleşme araşırıldıkan sonra ihraca fonksiyonuna ilişkin uzun dönem ARDL modeli ve haalı düzelme modeli ahmin edilecekir. Her iki modelde kısa ve uzun dönem kasayılar elde edilecekir. Ardından Granger nedensellik esine geçilecek ve Tado & Yamamoo (1995) ve Dolado & Lukepohl (1996) (bundan sonra TYDL) yaklaşımıyla Granger nedensellik esleri uygulanacakır TYDL Nedensellik Yaklaşımı Engle & Granger (1987) arafından gelişirilen Engle- Granger düzelme modeli (ECM) ve Johansen & Juselius (1990) arafından gelişirilen vekör haa düzelme modeli (VECM) zaman serileri analizlerinde eşbüünleşme ve eşbüünleşme sorununu inceleyen analizlerdir. Rambaldi & Doran (1996) a göre nedensel ilişkinin esine yönelik gelişirilen ECM ve VECM modellerinin özellikle örnek büyüklüğünün küçük olması halinde varyans değerine karşı duyarlı olduğunu ve uzun zamanı gerekirdiğini ifade emişir. Ayrıca VECM, birim kök ve eşbüünleşme eslerini gerekirmeke ve örnek büyüklüğünden olumsuz yönde ekilendiğinden nedensellik sonuçları yanılıcı olabilmekedir. Bu sorunları oradan kaldırmak için Yamada & Toda (1998) küçük örneklerde üç farklı nedensellik modellerinin performansını incelemek için Mone Carlo simülasyonu uygulamışır. Üç nedensellik prosedürü arasında Toda & Yamamoo (1995) ve Dolado & Lukepohl (1996) arafından gelişirilen TYDL nedensellik yaklaşımının en uygun olduğu sonucuna varmışır. Ayrıca haa düzelme modeli ve Fully Modified VAR (FM-VAR) nedensellik yaklaşımlarının örnek büyüklüğünü TYDL yaklaşımına göre daha olumsuz ekilediğini belirmişlerdir. Bu nedenle çalışmada değişkenler arasındaki nedensellik ilişkisi TYDL nedensellik prosedürü uygulanarak araşırılmışır. Bu meod, bir VAR modeli paramerelerinin anlamlılığını esinde yararlanılan modifiye edilmiş Wald esini kullanmakadır. Toda & Yamamoo ya göre modifiye edilmiş Wald isaisiği, serilerin I(0), I(1) veya I() kombinasyonlarına veya herhangi bir seviyede enegre olsa da veya olmasa da uygulanabilmekedir. Bu prosedür, enegrasyon seviyesinin (d max ) VAR modelindeki uygun gecikme uzunluğunu (k) aşmadığı sürece geçerlidir. TYDL meodu iki aşamada yapılmakadır. Birinci adımda sisemdeki değişkenlerin maksimum büünleşme seviyesinin (d max ) belirlenmesi gerekmekedir. Birim kök esleriyle (d max ) belirlenmekedir. Var(k) modelinde değişkenlerin gecikme uzunlukları Sequenial Modified LR esi, Akaike (AIC) Schwarz (SIC), Hannan-Quinn

14 14 Halil ALTINTAŞ (HQIN) bilgi krierine göre belirlenmekedir. Opimal gecikme uzunluğu (k) ve (d max ) belirlendiken sonra, VAR modelinin anısal es konrolleri (ookorelasyon, değişen varyans, normallik esi ve VAR isikrar (sabiliy) esleri yapılmakadır. İkinci aşamada ilk k VAR kasayı marislerine (üm gecikmeli kasayılara değil) Wald esleri uygulanarak Granger nedensel eki sonuçlarına ulaşılır. VAR (k+d max ) ın ahmini Wald isaisiğine ilişkin asimpoik dağılımını garani eder. Dolado & Lukepohl (1996) ya göre d max ın diğer büünleşme seviyelerine göre daha iyi performans göserdiğinden dolayı, çalışmada d max =1 seçilmişir. TYDL esi sonuçları aşağıdaki genişleilmiş VAR siseminin ahmini yapılarak elde edilmişir. lnx lng7y lnrer lnroil lnxp ,1 1,1 13,1 14,1 15,1 1 1,1 i 3,1 4 5, ,1 3,1 33, ,1 1 41,1 4,1 43,1 44,1 45,1 51,1 5,1 53,1 54,1 55,1 ln X ln G7Y ln RER ln ROIL ln XP 11, k 1, k 13, k 14,k 15, k 1, k, k 3, k 4k 5, k 31, k 3, k 33, k 34,k 35, k ln X ln G7Y ln RER ln ROIL 1 41, k 4, k 43, k 44,k 45, k k ln XP 1 51, k 5, k 53, k 54, k 55, k k k k k 11, p 1, p 13, p 14,p 15, p 1, p, p 3, p 4 p 5, p 31, p 3, p 33, p 34, p 35, p 41, p 4, p 3, p 44, p 45, p 51, p 5, p 53, p 54, p 55, p ln X ln G7Y ln ROIL ln XP p ln RER p p p p (7) Burada p gecikme uzunluğu (k+d max ) ı gösermekedir. VAR siseminde opimal gecikme uzunlukları k Schwarz bilgi krieri (SIC), arafından belirlenmişir. Denklem 7 de yurdışı gelirin ihracaın Granger nedeni olmadığı, 0 ( 1, H :. 0 ) şeklinde kurulan boş hipoezin reddedilememesi halinde 0 1,1 1, 1,k geçerli olacak, buna karşılık 1, 0 şeklinde kurulan boş hipoezin reddedilmesi k k halinde yurdışı gelirin ihracaın Granger nedeni olduğu kabul edilecekir. Benzer şekilde 0 hipoezinin reddedilmesi reel döviz kurunun ihracaın Granger 1, k k k nedeni olduğu, 0 hipoezinin reddedilmesi perol fiyalarının ihracaın 14, k k Granger nedeni olduğu ve 0 hipoezinin reddedilmesi reel döviz kurunun nispi, ihraca fiyaının Granger nedeni olduğu hipoezi kabul edilecekir. 5. Ampirik Sonuçlar 5.1. Birim Kök Analizi k Granger & Newbold (1974) durağan olmayan zaman serileriyle çalışılması halinde sahe regresyon problemiyle karşılaşılabileceğini gösermişir. Zira durağan serilerin kullanıldığı serilerden elde edilen sonuçlarda bir sorun gözlenmez iken, durağan olmayan serilerin kullanılması güvenilir olmayan ve yorumlanması ekonomik olarak zor olan sonuçların elde edilmesine yol açabilecekir. Bu nedenle zaman k k

15 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp serileriyle yapılan regresyon analizlerinde değişkenler arasındaki ilişkinin varlığını araşırmadan önce mulaka analizlerde kullanılan değişkenlerin zaman serisi özelliklerinin incelenmesi gerekmekedir. Uygulamada serilerin durağanlık düzeyinin es edilmesinde en çok kullanılan yönemler Dickey & Fuller (1979), Genişleilmiş Dickey & Fuller (ADF) (1981), Phillips & Perron (PP) (1988) ve Kwiakowski, Phillips, Schmid & Shin (KPSS) (199) esleridir. ADF ve PP esi emel hipoezinde serinin durağan olduğu alernaif hipoezine karşı, birim kökün emel hipoezi olduğu ileri sürülmekedir. Ancak son yıllarda bazı yazarlar emel ve alernaif hipoez arasındaki ayrımda Dickey-Fuller eslerinin gücünün zayıf olduğunu ileri sürmüşlerdir. Bu çalışmalarda zaman serisi verilerinin durağanlığının espii için, birim kök alernaif hipoezine karşı durağan emel hipoezi biçimindeki eslerin daha uygun oluğu ileri sürülmüşür. Bu nedenle KPSS (199) birim kök esi, serinin durağan olmadığı alernaif hipoezine karşın, durağan olduğu emel hipoezinin esi için Lagrange Muliplier (LM) isaisiğini önermişir. KPSS (199) ye göre birim kök ve durağanlık esleri birbirlerinin amamlayıcısıdırlar. Bu çalışmada serilerin durağan olup olmadıklarının belirlenmesinde ADF, PP ve KPSS birim kök esinden yararlanılmışır. Tablo birim kök es sonuçlarını gösermekedir. Tablo : ADF, PP ve KPSS Birim Kök Tes Sonuçları Augmened Dickey-Fuller (ADF) Tes isaisiği Philips-Perron Tes isaisiği KPSS LM Tes isaisiği Düzey Birinci Fark Düzey Birinci Fark Düzey Birinci Fark lnx (1) -1.64(0) a (1) (3) a 1.4(7) a 0.149(3) lng7y -1.94(1) (0) a -.581(5) -4.3(3) a 1.55(7) a 0.485(5) lnrer (0) (1) a -1.36(6) (10) a 0.97(7) a 0.080(9) lnroil (4) (4) a -.084(0) (3) a 0.318(7) 0.305() lnxp -.9(1) b -6.54(0) a -.895(4) b () a 0.306(6) 0.143(3) % Anlamlılık %5 Düzeyi % No: ADF esinde paranez içindeki değerler Akaike Bilgi krieri kullanılarak seçilen gecikme uzunluklarıdır ve maksimum gecikme uzunluğu 11 olarak alınmışır. PP esinde opimal gecikme uzunluğu, Barle kernel (defaul) specral esimaion yönemi ve Newey-Wes Bandwidh (auomaic selecion) krierlerinden yararlanılmışır. a ve b sırasıyla % 1, %5 düzeyinde anlamlılığı ifade emekedir. ADF ve PP esinde seriler için birim kök esi uygulandığında nispi ihraca fiyaı (lnxp) dışında üm serilerin birim köke sahip olduğu veya durağan olmadığı sonucuna ulaşılmakadır. Dolayısıyla düzeyde durağan olmayan serilerin birinci farkı alınarak yeniden birim kök esi uygulandığında serilerin durağanlaşığı veya birim kök olmadığı sonucuna ulaşılmışır. KPSS birim kök esinde lnroil ve LXP serisinin düzeyde durağan I(0), diğer üm serilerin büünleşme derecesinin I(1) olduğu söylenebilir. Seriler arasında uzun dönemli bir ilişki araşırılmadan önce yapısal bir kırılmanın olabileceği dikkae alınarak yapısal kırılmayı dikkae alan Zivo & Andrews (ZA) (199) esi ile serilerin durağanlığı araşırılmışır. Birçok yazar sandar birim kök eslerinin yapısal değişmelere maruz kalacak değişkenler için uygun olmadığını

16 16 Halil ALTINTAŞ belirmekedir. Örneğin Perron (1989) yapısal değişmelerin varlığında sandar ADF eslerinin birim kök hipoezini reddedememe eğilimi aşıdığını gösermişir. Dolayısıyla, değişkenlerin durağan olmadığına, yalnızca sandar birim kök es sonuçlarına dayalı olarak karar vermek yanılıcı olabilir. Perron (1989) bilinen kırılma nokasının dışsal olduğu varsayımı alında üç farklı model kullanarak serilerin durağanlığını es emişir. Bununla birlike bu es önemli arışmalara neden olmuşur. Perron (1989) esi bir serinin (Y ) T B zamanında meydana gelen ekzojen bir yapısal değişme ile birim köke sahip olduğu hipoezini es emekedir. Zivo & Andrews (199) ise dışsal kırılma nokası varsayımını reddemiş ve alernaif bir hipoez alında rend fonksiyonunda ahmini bir kırılmaya imkan anıyan bir birim kök es prosedürü gelişirmişir. Bu çalışmada ek bir yapısal değişmeyi endojen olarak dikkae alan Zivo & Andrews birim kök esi kullanılarak serilerin enegrasyon düzeyi es edilmişir. ZA birim kök esi aşağıdaki denklemler yardımıyla göserilebilir. k Model A: y y DU d y 1 1 (8) j j Model B: j 1 y y DT d y j j j1 k (9) Model C: y y DU DT d y (10) j j TB Eğer >TB, DU ve DT 1 Eğer >TB 0 Diğer k j1 0 Diğer Burada TB / T ve TB olası kırılma yılını emsil emekedir. in 1 kasayısının isaisikî olarak anlamlılığına bakılarak karar verilmekedir. Model A, rend durağan alernaif hipoez alında, rend fonksiyonunun kesim kasayısında (inercep erm) bir değişim olduğunu, Model B, rend fonksiyonun eğiminde bir değişim olduğunu, Model C ise her iki değişimin aynı anda gerçekleşiğini kabul eder. Yukarıda da ifade edildiği üzere döneminde yapısal kırılmaya sebep olabilecek ekonomik gelişmeler yaşandığı için, üm değişkenlere Zivo & Andrews birim kök esi A ve C modellerine uygulanmış ve es sonuçları Tablo 3 de verilmişir. Tablo 3: Zivo ve Andrews Yapısal Kırılmalı Birim Kök Tes Sonuçları lnx lng7y lnrer lnroil lnxp Model A Model C Model A Model C Model A Model C Model A Model C Model A Model C TB 001Q 001Q 006Q 007Q 1994Q 1994Q 199Q 1998Q 004Q 004Q a c (-3.58) (-.57) (-.14) (-4.45) (-6.34) (-6.31) a (-.73) (-3.98) (-4.8) (-4.80) a a b a a b a 0.0 a (3.08) (3.0) (-1.1) (.48) (1.07) a (-3.87) (-5.11) (-4.49) (-0.4) (-.45) (-0.56) a (3.776 ) (3.44) y (3.06) (1.9)

17 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp k kriik değerleri 1% % , , , % No: Kriik değerler, Zivo ve Andrews (199) den alınan değerleri gösermekedir. Paranez içindeki değerler -isaaisiği değerleridir. k, Akaike bilgi krierine (AIC) göre (4 gecikme uzunluğuna göre) belirlenen uygun gecikme sayısıdır Tablo 3, yapısal kırılmalı ZA (199) Model A sonuçlarına göre lnx için 001Q1, lng7y için 006Q4, lnrer için 1994Q1, lnroil için 199Q1 ve lnxp için 004Q1 kırılma arihleri belirlenmişir. Bu arihler serilerin sabilerinin kırılma nokalarıdır, ancak seriler analiz dönemi içinde durağan değillerdir ve 001 yılları Türkiye de ekonomide finansal krizlerin yaşandığı ve ardından isikrar poliikalarının uygulandığı, 006 ve 007 yılları G7 ülkelerinin ekonomilerinde durgunluğun baş göserdiği ve ülke reel milli gelirlerinin azalmaya başladığı yıllardır. Model A ya göre reel döviz kuru ve nispi ihraca fiyaı serilerinde y 1 in kasayısının anlamlılığı -isaisiğine göre es edilmekedir. İki serinin -isaisiği değerinin (mulak değer olarak) Zivo & Andrews in kriik değerinden büyük olduğu görülmekedir. Böylece iki değişkenin yapısal kırılmayla birlike durağan olduğunu beliren alernaif hipoez kabul edilmekedir. Diğer serilerdeki (ihraca, yurdışı gelir, reel perol fiyaı) 1 kasayılarının -isaisiği değerinin kriik değerlerden küçük olması, serilerin durağan olduğunu göseren alernaif hipoeze karşı serinin birim kök içerdiğini beliren sıfır hipoezin kabul edilmesini sağlamışır. Bu sonuç yapısal kırılmalar olmasına rağmen bu serilerde birim kök içerdiği sonucunu değişirmemişir. Diğer arafan Model A da üm serilerde kırılma arihleri anlamlıdır. Model C sonuçlarına göre kırılma arihleri lnx için 001Q1, lng7y için 007Q1, lnrer için 1994Q1, lnroil için 1998Q1 ve lnxp için 004Q1 olarak belirlenmişir. Bu arihler serilerin hem sabi hem de eğim kasayılarındaki kırılmalar dikkae alınarak hesaplanan kırılma nokalarıdır. Ancak seriler analiz edildiğinde reel döviz kuru serisi dışında diğer serilerin birim kök içerdiğini beliren emel hipoez kabul edilmekedir. ZA birim kök esinde, yapısal kırılmayı dikkae almayan ADF, PP ve KPSS birim kök eslerinden farklı olarak lnxp dışında lnrer serisinin düzeyde durağan, diğer değişkenlerin ise fark alındığında durağan olduğu sonucuna ulaşılmışır. 5.. ARDL Eşbüünleşme Yönemi Sonuçları Uygulanan birim kök eslerinin sonuçlarına göre, değişkenlerin büünleşme derecelerinin aynı olmadığı sonucu oraya çıkmışır. Eşbüünleşme dereceleri farklı olan serilere eşbüünleşme yöneminin uygulanamama sorununu Pesaran & Shin (1995) ve Pesaran vd. (001) arafından gelişirilen ARDL sınır esi yaklaşımı oradan kaldırmakadır. Serilerin farklı büünleşme düzeylerinde olduğuna karar verildiken sonra, değişkenler arasında uzun dönem ilişkisi espi emek amacıyla 1-5 nolu denklemlere sınır F-esi uygulanmışır. Kriik değerlerle birlike, eşbüünleşmeye yönelik sınır esi sonuçları aşağıdaki Tablo 4 de göserilmekedir. y

18 18 Halil ALTINTAŞ Tablo 4: Sınır Tesi Eşbüünleşme F esi sonuçları Diyagnosik Tes Sonuçları Bağımsız Fonksiyon değişken F- İsaisiği NORMAL ARCH RESET SERIAL lnx F(lnX lng7y,lnrer,lnroil,lnxp) 7.75 *** 0.53 [1]:1.139 [1]:0.44 []:1.949 lng7y F(lnG7Y lnx,lnrer,lnroil,lnxp) *** [1]:0.41 [1]:17.18 *** [1]:0.555 lnrer F(lnRER lnx,lng7y,lnroil,lnxp) *** [1]:0.838 [1]:9.495 [1]:0.30 lnroil F(lnROIL lnx,lng7y,lnrer,lnxp) [1]:0.119 [1]:3.350 * []:0.03 lnxp F(lnXP lnx,lng7y,lnrer,lnroil) [1]:6.831 []:1.11 [1]:0.967 Asimoik Kriik Değerler %1 %5 %10 I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) Pesaran vd. (001) Narayan (005) No: Kriik Değerler Narayan (005: 1987) bağımsız değişken sayısı k=4 ve n=93 gözlem sayısına göre Case III Tablosundan alınmışır. Yukarıdaki sınır esi sonuçlarına göre, lnx ve lng7y bağımlı değişken olması durumunda eşbüünleşme ilişkisinin var olduğu anlaşılmakadır. lnx in ve lng7y nin bağımlı değişken olması halinde hesaplanan F-isaisiği değerleri sırasıyla 7.75 ve dir ve bu değerlerden birincisi yüzde 1, ikincisi yüzde 5 anlamlılık düzeyinde Pesaran vd. (001) ve Narayan (005) in üs kriik sınır değerinden daha büyükür. Dolayısıyla bu dör değişkenin bağımsız değişken olduğu iki modelde değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisi vardır. lnrer, lnroil ve lnxp nin bağımlı değişken olması halinde hesaplanan F-isaisiği değerleri Pesaran vd. (001) ve Narayan (005) nın üs kriik sınır değerinin alındadır. Dolayısıyla bu modellerde değişkenler arasında eşbüünleşme ilişkisine raslanmamışır. lnx in bağımlı değişken olduğu modelde değişkenler arasında uzun dönem ilişkisi belirlendiken sonra, yurdışı gelirin, reel döviz kurunun, reel perol fiyaları ve nispi ihraca fiyalarının ihraca üzerindeki uzun ve kısa dönem ekileri ARDL ve haa düzelme modeli (ECM) yardımıyla araşırılacakır. Aşağıdaki Tablo 3 de ARDL modeli opimum gecikme uzunluğunun belirlenmesinde AIC krieri kullanılmış ve maksimum gecikme uzunluğu 8 alınarak ahmin yapılmışır. Tahmin sonucunda ARDL (3,5,,0,3) modeli seçilmişir. Modelde lnx, LnG7Y, lnrer, lnroil ve lnxp değişkenlerinin gecikme uzunlukları sırasıyla, 3,5,,0,3 ür. Modeldeki ookorelasyon sorunu Cochrane-Orcu yönemi ile oradan kaldırılmışır. Tahmin edilen uzun dönem modeli ve değişkenlerin uzun dönem elasikiye değerleri aşağıda göserilmekedir. Tablo 5: ARDL (3,5,,0,3) Modeli ve Uzun Dönem Kasayılar Değişkenler Kasayı Sd. Haa -isaik p-değeri Bağımlı Değişken: lnx lnx(-1) *** lnx (-) lnx(-3) lng7y *** lng7y (-1) * lng7y (-)

19 Uluslararası Yöneim İkisa ve İşleme Dergisi, Cil 9, Sayı 19, 013, ss In. Journal of Managemen Economics and Business, Vol. 9, No. 19, 013, pp lng7y (-3) ** lng7y (-4) *** lng7y (-5) 4.35 *** lnrer *** lnrer(-1) -0. * lnrer(-) * lnroil 0.04 * lnxp lnxp (-1) lnxp (-) ** lnxp (-3) *** Sabi *** AR(1) ** Uzun Dönem Kasayılar Değişken Kasayı Sd. Haa -is. lng7y *** lnrer ** lnroil *** lnxp Sabi *** SERIAL RAMSEY NORMAL WHITE Uzun Dönem Diyagnosik Tes Sonuçları: F-es sa. p-değeri ARCH R =0.996; DüzelilmişR =0.996 Durbin Wason=.041 F-sa= No: *, ** ve *** sırasıyla %10 %5 ve %1 düzeyde anlamlılığı gösermekedir. ARDL modelinde gecikme uzunluğu 8 olmak üzere AIC krierine göre belirlenmişir isaisikleridir. Yukarıdaki Tablo 5 de yurdışı gelir, reel döviz kuru ve perol fiyalarına ilişkin uzun dönem esneklik değerlerinin isaisiksel olarak anlamlı olduğu görülmekedir. Tahmin edilen modelde ihracaa ilişkin uzun dönem yurdışı gelir elasikiyei ür. Bu sonuç yurdışı gelir ihracaın belirlenmesinde önemli bir fakör olduğunu gösermekedir. Model, diğer koşullar değişmezken uzun dönemde yurdışı reel gelirdeki yüzde 1 lik arışın ihracaa mikar olarak yüzde lük bir arışa yol açacağını gösermekedir. Diğer arafan reel döviz kurundaki arışa bağlı olarak Türk parasındaki değerlenmenin ihracaı azalığı sonucu doğrulanmışır. İhracaın uzun dönem reel döviz kuru elasikiyei dır ve bu sonuç reel döviz kurundaki yüzde 1 lik arışın ihracaa yüzde lık bir azalmaya neden olacağını gösermekedir. Bu sonuç Egeli (199) ve Peker (007) in çalışmalarındaki sonuçları doğrulamakadır. Tahmin edilen modelde reel perol fiyaındaki bir arışa rağmen ihracaa bir azalma olmadığı, aksine ihracaın arış eğilimini sürdürdüğü sonucu elde edilmişir. Türkiye de

20 0 Halil ALTINTAŞ ihraca mallarının genel olarak enerji yoğun olmaması, ihracaın bir kısmının emek yoğun üreime dayanması (eksil ve hazır giyim sekörleri gibi) ve doğrudan yabancı sermayenin ihraca arışında önemi kakı sağlaması gibi fakörler perol fiyalarındaki arışa rağmen ihracaın armasını sağlamışır. Örneğin 011 yılında ise 13,5 milyar dolar hazır giyim ürünleri ihracaının oplam ihraca içindeki payı yüzde 10 düzeyindedir. (Ekonomi Bakanlığı, 01). Diğer arafan İsanbul Sanayi Odası nın (ISO) 011 de yayınladığı 500 sanayi şirkei arasında yer alan 140 uluslararası yabancı sermayeli şirke, ağılıklı olarak oomoiv, oomoiv yan sanayi, beyaz eşya ve elekronik gibi ileri eknoloji ağırlıklı sekörlerde faaliyee bulunmakadır ve bu şirkelerin Türkiye de ihracaa kakısı önemli oranlara ulaşmışır. Örneğin 1995 yılında yabancı sermayeli şirkelerin Türkiye ihracaındaki payı 1995 e yüzde 9, 008 de yüzde 43, 009 da yüzde 49, 010 ve 011 de sırasıyla yüzde 45 ve 44 düzeyindedir. (YASED, 01). Türkiye de doğrudan yabancı yaırımların armasıyla birlike ileri eknolojinin benimsenmesi ve buna bağlı olarak verimlilik arışları, ihraca seköründe rekabeçi yapının iyileşmesini sağlayarak ekonomik büyümeyi poziif yönde ekilemişir. Tüm bu gelişmeler ihracaı arırıcı diğer fakörlerin perol fiyalarının maliye arırıcı ekisinden daha üsün gelmesine bağlı olarak Türkiye de ihracaın armasını deseklemişir. İhracaa ilişkin reel perol fiyaı elasikiyei 0.5 bulunmuşur ve bu sonuç reel perol fiyalarında yüzde 1 lik arışın uzun dönemde ihracaı yüzde 0.5 arıracağı şeklinde yorumlanmışır. Perol fiyaı esnekliğinin yurdışı reel gelir ve reel döviz kuru esnekliklerine göre küçük olması, perol fiyaının ihraca üzerinde ekisinin daha düşük olduğunu gösermekedir. Modelde ihracaa ilişkin nispi ihraca fiyaı elasikiyei dir. Kasayı beklenen işaree sahip olsa da isaisiksel olarak anlamlı değildir. Böylece uzun dönemde ihraca alebinin nispi ihraca malları fiyaına duyarlı olmadığını gösermekedir. Aşağıdaki Tablo 6 da ise Tablo 5 deki uzun dönem ARDL modeline bağlı olarak AIC bilgi krierine göre elde edilen haa düzelme modeli göserilmekedir. Tablo 6: ARDL (3,5,0,1,) Modeli ve Kısa Dönem Kasayıları Değişkenler Kasayı Sd. Haa -isa p- değeri Bağımsız Değişken: lnx lnx(-1) lnx(-) lnx(-3) lng7y lng7y (-1) lng7y (-) lng7y (-3) lng7y (-4) lng7y(-5) lnrer lnrer(-1) lnroil lnxp

SANAYİNİN KÂRLILIK ORANLARI ÖNEMLİ ÖLÇÜDE AZALDI

SANAYİNİN KÂRLILIK ORANLARI ÖNEMLİ ÖLÇÜDE AZALDI SANAYİNİN KÂRLILIK ORANLARI ÖNEMLİ ÖLÇÜDE AZALDI 23 Kasım 2013 Türkiye İşveren Sendikaları Konfederasyonu (TİSK), hazırladığı araştırmaya dayalı olarak aşağıdaki görüşleri bildirdi: 2001 Krizi sonrasında

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 4 Mart 2008

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 4 Mart 2008 Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 4 Mart 28 ÖZET Şubat ayında tüketici fiyatları yüzde 1,2 oranında artmış ve yıllık enflasyon yüzde,1 olmuştur. Gıda fiyatlarındaki yüksek oranlı artış Şubat ayında enflasyona

Detaylı

TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANA BİLİM DALI TÜRKİYE NİN İTHALAT FONKSİYONUNUN EKONOMETRİK TAHMİNİ

TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANA BİLİM DALI TÜRKİYE NİN İTHALAT FONKSİYONUNUN EKONOMETRİK TAHMİNİ TÜRKİYE CUMHURİYETİ ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ EKONOMETRİ ANA BİLİM DALI TÜRKİYE NİN İTHALAT FONKSİYONUNUN EKONOMETRİK TAHMİNİ Fama İdil KOÇAK YÜKSEK LİSANS TEZİ ADANA-2011 TÜRKİYE

Detaylı

-Bursa nın ciroları itibariyle büyük firmalarını belirlemek amacıyla düzenlenen bu çalışma onuncu kez gerçekleştirilmiştir.

-Bursa nın ciroları itibariyle büyük firmalarını belirlemek amacıyla düzenlenen bu çalışma onuncu kez gerçekleştirilmiştir. Bursa nın 25 Büyük Firması araştırması; -Bursa nın ciroları itibariyle büyük firmalarını belirlemek amacıyla düzenlenen bu çalışma onuncu kez gerçekleştirilmiştir. -Bu çalışma Bursa il genelinde yapılmış,

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

A N A L Z. Seçim Öncesinde Verilerle Türkiye Ekonomisi 2:

A N A L Z. Seçim Öncesinde Verilerle Türkiye Ekonomisi 2: A N A L Z Seçim Öncesinde Verilerle Türkiye Ekonomisi 2: Sektör Mücahit ÖZDEM R May s 2015 Giri Geçen haftaki çal mam zda son aç klanan reel ekonomiye ili kin göstergeleri incelemi tik. Bu hafta ülkemiz

Detaylı

EKONOMİK GELİŞMELER Haziran - 2011

EKONOMİK GELİŞMELER Haziran - 2011 EKONOMİK GELİŞMELER Haziran - 2011 AR-GE MÜDÜRLÜĞÜ TÜRKİYE ESNAF VE SANATKARLARI KONFEDERASYONU İÇİNDEKİLER... 1 GAYRİ SAFİ YURTİÇİ HASILA (GSYH)... 2 İSTİHDAM - İŞSİZLİK VE İŞGÜCÜ HAREKETLERİ.. 2 İTHALAT

Detaylı

Dünya Turizm Organizasyonu 2011 Turizminin Öne Çıkanları

Dünya Turizm Organizasyonu 2011 Turizminin Öne Çıkanları Dünya Turizm Organizasyonu 2011 Turizminin Öne Çıkanları Uluslar arası Turizm Gelirleri 2011 yılının uluslararası turizm gelirleri, 1.030 milyar Amerikan dolarına ulaştı. Geçen sene bu rakam 927 milyar

Detaylı

Deri ve Deri Ürünleri Sektörü

Deri ve Deri Ürünleri Sektörü Deri ve Deri Ürünleri Sektörü Kasım Ayı İhracat Bilgi Notu TDH Ar&Ge ve Mevzuat Şb. İTKİB Genel Sekreterliği DERİ VE DERİ ÜRÜNLERİ SEKTÖRÜ YILI KASIM AYI İHRACAT PERFORMANSI yılı Kasım ayında, Türkiye

Detaylı

Ders içeriği (10. Hafta)

Ders içeriği (10. Hafta) Ders içeriği (10. Hafta) 10. Makro ekonomik kavramlar 10.1. Mikro Ekonomi ve Makro Ekonomi Ayrımı 10.2. Makro Ekonominin İlgilendiği Konular 10.3. Ekonomik Süreç 10.1. Mikro Ekonomi ve Makro Ekonomi Ayrımı

Detaylı

2015 MART AYI ENFLASYON RAPORU

2015 MART AYI ENFLASYON RAPORU 2015 MART AYI ENFLASYON RAPORU HAZIRLAYAN 03.04.2015 Yrd. Doç. Dr. Sema ULUTÜRK AKMAN - İstatistik Araştırma Merkezi Araş. Gör. Hakan BEKTAŞ İktisat Fakültesi Ekonometri Bölümü RAPOR Mart ayında Tüketici

Detaylı

BEBE GİYİM SEKTÖRÜ SINIFLANDIRMA

BEBE GİYİM SEKTÖRÜ SINIFLANDIRMA BEBE GİYİM SEKTÖRÜ SINIFLANDIRMA Bu sektör raporu kapsamına giren ürünler Gümrük Tarife İstatistik Pozisyon (GTİP) sınıflandırmasına göre 6111 ve 6209 nolu fasıllarda yer almaktadır. TÜRKİYE'DE ÜRETİM

Detaylı

Fon Bülteni Haziran 2016. Önce Sen

Fon Bülteni Haziran 2016. Önce Sen Fon Bülteni Haziran 216 Önce Sen Fon Bülteni Haziran 216 NN Hayat ve Emeklilik Fonları Sektör Karşılaştırmaları Yüksek Getiri! Son 1 Yıl - 31/5/215-31/5/216 % 25 2 15 1 5-5 -1 9,88 7,82 11,7 6,36 1,5 9,81

Detaylı

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 4 Eylül 2007

Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 4 Eylül 2007 Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 4 Eylül 27 ÖZET Ağustos ayında tüketici fiyatları yüzde,2 oranında artmış ve yıllık enflasyon yüzde 7, olarak gerçekleşmiştir. Geçtiğimiz ay yayımlanan Para Politikası

Detaylı

Milli Gelir Büyümesinin Perde Arkası

Milli Gelir Büyümesinin Perde Arkası 2007 NİSAN EKONOMİ Milli Gelir Büyümesinin Perde Arkası Türkiye ekonomisi dünyadaki konjonktürel büyüme eğilimine paralel gelişme evresini 20 çeyrektir aralıksız devam ettiriyor. Ekonominin 2006 da yüzde

Detaylı

Araştırma Notu 15/188

Araştırma Notu 15/188 Araştırma Notu 15/188 10 Kasım 2015 ÇALIŞAN 757 BİN KİŞİ İŞ ARIYOR Seyfettin Gürsel *, Gökçe Uysal ** ve Mine Durmaz *** Yönetici özeti İşsizlerin ve çalışmak istediği halde iş aramaktan vazgeçmiş olan

Detaylı

ĐHRACAT AÇISINDAN ĐLK 250 Prof. Dr. Metin Taş

ĐHRACAT AÇISINDAN ĐLK 250 Prof. Dr. Metin Taş 1 ĐHRACAT AÇISINDAN ĐLK 250 Prof. Dr. Metin Taş Gazi Üniversitesi Arş. Gör. Özgür Şahan Gazi Üniversitesi 1- Giriş Bir ülke ekonomisine ilişkin değerlendirme yapılırken kullanılabilecek ölçütlerden birisi

Detaylı

MESLEK KOMİTELERİ DURUM TESPİT ANKETİ

MESLEK KOMİTELERİ DURUM TESPİT ANKETİ SONUÇLARI DURUM TESPİT ANKETİ MESLEK KOMİTELERİ Mayıs 14 Araştırma Şubesi 16 1 1 1 8 6 19.5 SANAYİ GELİŞİM ENDEKSİ 133.9 17. 97.8 91.8 SANAYİ GELİŞİM ENDEKSİ (SGE) (Üretim, İç Satışlar, İhracat, İstihdam)

Detaylı

HAYALi ihracatln BOYUTLARI

HAYALi ihracatln BOYUTLARI HAYALi ihracatln BOYUTLARI 103 Müslüme Bal U lkelerin ekonomi politikaları ile dış politikaları,. son yıllarda birbirinden ayrılmaz bir bütün haline gelmiştir. Tüm dünya ülkelerinin ekonomi politikalarında

Detaylı

1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ

1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ 1. YAPISAL KIRILMA TESTLERİ Yapısal kırılmanın araştırılması için CUSUM, CUSUMSquare ve CHOW testleri bize gerekli bilgileri sağlayabilmektedir. 1.1. CUSUM Testi (Cumulative Sum of the recursive residuals

Detaylı

KATEGORİSEL VERİ ANALİZİ (χ 2 testi)

KATEGORİSEL VERİ ANALİZİ (χ 2 testi) KATEGORİSEL VERİ ANALİZİ (χ 2 testi) 1 Giriş.. Değişkenleri nitel ve nicel değişkenler olarak iki kısımda inceleyebiliriz. Şimdiye kadar hep nicel değişkenler için hesaplamalar ve testler yaptık. Fakat

Detaylı

Emtia Fiyat Hareketlerine Politika Tepkileri Konferansı. Panel Konuşması

Emtia Fiyat Hareketlerine Politika Tepkileri Konferansı. Panel Konuşması Emtia Fiyat Hareketlerine Politika Tepkileri Konferansı Panel Konuşması Erdem BAŞÇI 7 Nisan 2012, İstanbul Değerli Konuklar, Dünya ekonomisinin son on yılda sergilediği gelişmeler emtia fiyatları üzerinde

Detaylı

Ekonomik Rapor 2011 2. ULUSLARARASI MAL PİYASALARI 67. genel kurul Türkiye Odalar ve Borsalar Birliği / www.tobb.org.tr

Ekonomik Rapor 2011 2. ULUSLARARASI MAL PİYASALARI 67. genel kurul Türkiye Odalar ve Borsalar Birliği / www.tobb.org.tr Ekonomik Rapor 2011 2. ULUSLARARASI MAL PİYASALARI 67. genel kurul 49 50 2. ULUSLARARASI MAL PİYASALARI 2008 yılında ABD de ipotekli konut kredisi piyasasında ortaya çıkan ve hızla tüm dünya ekonomilerinde

Detaylı

ANADOLU HAYAT EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ESNEK EMEKLİLİK YATIRIM FONU YILLIK RAPOR

ANADOLU HAYAT EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ESNEK EMEKLİLİK YATIRIM FONU YILLIK RAPOR ANADOLU HAYAT EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ESNEK EMEKLİLİK YATIRIM FONU YILLIK RAPOR Bu rapor ANADOLU HAYAT EMEKLİLİK A.Ş Gelir Amaçlı Esnek Emeklilik Yatırım Fonu nun 31.12.2004-31.12.2005 dönemine ilişkin

Detaylı

Doç.Dr.Mehmet Emin Altundemir 1 Sakarya Akademik Dan man

Doç.Dr.Mehmet Emin Altundemir 1 Sakarya Akademik Dan man 214 EK M-ARALIK DÖNEM BANKA KRED LER E M ANKET Doç.Dr.Mehmet Emin Altundemir 1 Sakarya Akademik Dan man nin 214 y dördüncü çeyrek verileri, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankas (TCMB) taraf ndan 9 Ocak 215

Detaylı

2014 EYLÜL AYI ENFLASYON RAPORU

2014 EYLÜL AYI ENFLASYON RAPORU 2014 EYLÜL AYI ENFLASYON RAPORU HAZIRLAYAN 03.10.2014 Yrd. Doç. Dr. Sema ULUTÜRK AKMAN - İstatistik Araştırma Merkezi Araş. Gör. Hakan BEKTAŞ İktisat Fakültesi Ekonometri Bölümü RAPOR Eylül ayında Tüketici

Detaylı

1 OCAK 31 ARALIK 2009 ARASI ODAMIZ FUAR TEŞVİKLERİNİN ANALİZİ

1 OCAK 31 ARALIK 2009 ARASI ODAMIZ FUAR TEŞVİKLERİNİN ANALİZİ 1 OCAK 31 ARALIK 2009 ARASI ODAMIZ FUAR TEŞVİKLERİNİN ANALİZİ 1. GİRİŞ Odamızca, 2009 yılında 63 fuara katılan 435 üyemize 423 bin TL yurtiçi fuar teşviki ödenmiştir. Ödenen teşvik rakamı, 2008 yılına

Detaylı

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

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

Detaylı

2008 YILI MERKEZİ YÖNETİM BÜTÇESİ ÖN DEĞERLENDİRME NOTU

2008 YILI MERKEZİ YÖNETİM BÜTÇESİ ÖN DEĞERLENDİRME NOTU 2008 YILI MERKEZİ YÖNETİM BÜTÇESİ ÖN DEĞERLENDİRME NOTU I- 2008 Mali Yılı Bütçe Sonuçları: Mali Disiplin Sağlandı mı? Maliye Bakanlığı tarafından açıklanan 2008 mali yılı geçici bütçe uygulama sonuçlarına

Detaylı

Çevreye Duyarlı Kapalı Çevrim Tedarik Zinciri Ağı Tasarımı İçin Karma Tamsayılı Bir Doğrusal Programlama Modeli. Kazım KARABOĞA DOÇ. DR.

Çevreye Duyarlı Kapalı Çevrim Tedarik Zinciri Ağı Tasarımı İçin Karma Tamsayılı Bir Doğrusal Programlama Modeli. Kazım KARABOĞA DOÇ. DR. Çevreye Duyarlı Kapalı Çevrim Tedarik Zinciri Ağı Tasarımı İçin Karma Tamsayılı Bir Doğrusal Programlama Modeli Kazım KARABOĞA DOÇ. DR. TURAN PAKSOY Geri Dönüşüm Merkezi (2) Maliye (TL/ Ton) 0 0,5 1 1,5

Detaylı

ÖDEMELER DENGESİ TABLOSUNDAKİ DİĞER MAL VE HİZMET GELİRLERİ KALEMİNİN İÇERİĞİ VE HESAPLAMA YÖNTEMİNE İLİŞKİN AÇIKLAMA

ÖDEMELER DENGESİ TABLOSUNDAKİ DİĞER MAL VE HİZMET GELİRLERİ KALEMİNİN İÇERİĞİ VE HESAPLAMA YÖNTEMİNE İLİŞKİN AÇIKLAMA ÖDEMELER DENGESİ TABLOSUNDAKİ DİĞER MAL VE HİZMET GELİRLERİ KALEMİNİN İÇERİĞİ VE HESAPLAMA YÖNTEMİNE İLİŞKİN AÇIKLAMA İçindekiler I- Giriş... 2 II- Diğer Mal ve Hizmet Gelirlerinin Kapsamı... 2 III- Diğer

Detaylı

Dünyada önemli çimento üretici firmaları, Lafarge, Holcim CMBM, Anhui Conch, Heidelberg, Cemex, Italcementi ve Aditya Birla/Ultratech dir.

Dünyada önemli çimento üretici firmaları, Lafarge, Holcim CMBM, Anhui Conch, Heidelberg, Cemex, Italcementi ve Aditya Birla/Ultratech dir. ÇİMENTO HS No: 2523 DÜNYA ÜRETİMİ 2014 yılında global çimento üretimi bir önceki yıla göre artış göstererek 4,3 milyar ton seviyesinde gerçekleşmiştir. Çin üretimin %56,5 lik kısmını oluşturmaktadır. En

Detaylı

Araştırma Notu 15/177

Araştırma Notu 15/177 Araştırma Notu 15/177 02 Mart 2015 YOKSUL İLE ZENGİN ARASINDAKİ ENFLASYON FARKI REKOR SEVİYEDE Seyfettin Gürsel *, Ayşenur Acar ** Yönetici özeti Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından yapılan enflasyon

Detaylı

Temmuz Zammı Kamu Çalışanlarına Ne Getirdi?

Temmuz Zammı Kamu Çalışanlarına Ne Getirdi? Temmuz Zammı Kamu Çalışanlarına Ne Getirdi? Kamu Görevlileri Hakem Kurulunun 2014 ve 2015 Yıllarını Kapsayan 2. Dönem Toplu Sözleşmesinin 7 nci maddesinde kamu görevlilerinin enflasyon farkları düzenlenmişti.

Detaylı

Özet Metin Ekonomik Büyümenin Anlaşılması: Makro Düzeyde, Sektör Düzeyinde ve Firma Düzeyinde Bir Bakış Açısı

Özet Metin Ekonomik Büyümenin Anlaşılması: Makro Düzeyde, Sektör Düzeyinde ve Firma Düzeyinde Bir Bakış Açısı Özet Metin Ekonomik Büyümenin Anlaşılması: Makro Düzeyde, Sektör Düzeyinde ve Firma Düzeyinde Bir Bakış Açısı Overview Understanding Economic Growth: A Macro-level, Industrylevel, and Firm-level Perspective

Detaylı

TEBLİĞ. Çin Halk Cumhuriyeti Menşeli Malların İthalatında Korunma Önlemlerine İlişkin Tebliğ (Tebliğ No: 2006/1)

TEBLİĞ. Çin Halk Cumhuriyeti Menşeli Malların İthalatında Korunma Önlemlerine İlişkin Tebliğ (Tebliğ No: 2006/1) Dış Ticaret Müsteşarlığından : TEBLİĞ Çin Halk Cumhuriyeti Menşeli Malların İthalatında Korunma Önlemlerine İlişkin Tebliğ (Tebliğ No: 2006/1) Kapsam MADDE 1 - (1) Bu Tebliğ; 20/8/2005 tarihli ve 25912

Detaylı

HAZİNE MÜSTEŞARLIĞI MALİ SEKTÖRLE İLİŞKİLER VE KAMBİYO GENEL MÜDÜRLÜĞÜ YURTDIŞI DOĞRUDAN YATIRIM RAPORU 2013

HAZİNE MÜSTEŞARLIĞI MALİ SEKTÖRLE İLİŞKİLER VE KAMBİYO GENEL MÜDÜRLÜĞÜ YURTDIŞI DOĞRUDAN YATIRIM RAPORU 2013 HAZİNE MÜSTEŞARLIĞI MALİ SEKTÖRLE İLİŞKİLER VE KAMBİYO GENEL MÜDÜRLÜĞÜ YURTDIŞI DOĞRUDAN YATIRIM RAPORU 2013 Ekim 2014 İÇİNDEKİLER Giriş... 2 Dünya da Uluslararası Doğrudan Yatırım Trendi... 3 Yıllar

Detaylı

TABLO LİSTESİ. Sayfa No

TABLO LİSTESİ. Sayfa No TABLO LİSTESİ Sayfa No Tablo I.2.1 Merkezi Yönetim Bütçe Gerçekleşmeleri... 1 Tablo I.2.2 Konsolide Kamu Sektörü Faiz Dışı Fazla Hedefleri ve Gerçekleşmeleri... 2 Tablo I.2.3 Kamu Kesimi Borçlanma Gereği

Detaylı

Fon Bülteni Temmuz 2016. Önce Sen

Fon Bülteni Temmuz 2016. Önce Sen Fon Bülteni Temmuz 216 Önce Sen Fon Bülteni Temmuz 216 NN Hayat ve Emeklilik Fonları Sektör Karşılaştırmaları Yüksek Getiri! Son 1 Yıl - 3/6/215-3/6/216 25 2 15 1 5-5 1,44 1,24 1,45 1,5 7,35 9,82 1,7 1,65

Detaylı

Konya Hizmetler Sektörü Güven Endeksi geçen aya göre yükseldi:

Konya Hizmetler Sektörü Güven Endeksi geçen aya göre yükseldi: KONYA HİZMETLER SEKTÖRÜNÜN, FİYAT BEKLENTİSİ ARTTI HABER BÜLTENİ 15.03.2016 Sayı 29 Konya Hizmetler Sektörü Güven Endeksi geçen aya göre yükselirken, geçen yıla göre düştü. Önümüzdeki 3 ayda hizmetlere

Detaylı

Emeklilik Taahhütlerinin Aktüeryal Değerlemesi 31.12.2010 BP Petrolleri A.Ş.

Emeklilik Taahhütlerinin Aktüeryal Değerlemesi 31.12.2010 BP Petrolleri A.Ş. Emeklilik Taahhütlerinin Aktüeryal Değerlemesi 31.12.2010 BP Petrolleri A.Ş. 30 Eylül 2011 BP Petrolleri A.Ş. İçin hazırlanmıştır Aon Hewitt Tarafından hazırlanmıştır Bu rapor, içerdiği gizli ve kuruma

Detaylı

Akaryakıt Fiyatları Basın Açıklaması

Akaryakıt Fiyatları Basın Açıklaması 23 Aralık 2008 Akaryakıt Fiyatları Basın Açıklaması Son günlerde akaryakıt fiyatları ile ilgili olarak kamuoyunda bir bilgi kirliliği gözlemlenmekte olup, bu durum Sektörü ve Şirketimizi itham altında

Detaylı

EKONOMİ POLİTİKALARI GENEL BAŞKAN YARDIMCILIĞI Şubat 2014, No: 85

EKONOMİ POLİTİKALARI GENEL BAŞKAN YARDIMCILIĞI Şubat 2014, No: 85 EKONOMİ POLİTİKALARI GENEL BAŞKAN YARDIMCILIĞI Şubat 2014, No: 85 i Bu sayıda; 2013 Cari Açık Verileri; 2013 Aralık Sanayi Üretimi; 2014 Ocak İşsizlik Ödemesi; S&P Görünüm Değişikliği kararı değerlendirilmiştir.

Detaylı

http://acikogretimx.com

http://acikogretimx.com 09 S 0- İstatistik sorularının cevaplanmasında gerekli olabilecek tablolar ve ormüller bu kitapçığın sonunda verilmiştir.. şağıdakilerden hangisi istatistik birimi değildir? ) Doğum B) ile C) Traik kazası

Detaylı

MESLEK KOMİTELERİ DURUM TESPİT ANKETİ

MESLEK KOMİTELERİ DURUM TESPİT ANKETİ SONUÇLARI DURUM TESPİT ANKETİ MESLEK KOMİTELERİ Kasım 15 Ekonomik Araştırmalar Şubesi 1 1 1 8 6 15.2 SANAYİ GELİŞİM ENDEKSİ 83.8 91.2 7.8 73.6 SANAYİ GELİŞİM ENDEKSİ (SGE) (Üretim, İç Satışlar, İhracat,

Detaylı

Chapter 16. Fiyat Seviyeleri ve Uzun Vadede Döviz Kurları. Slides prepared by Thomas Bishop

Chapter 16. Fiyat Seviyeleri ve Uzun Vadede Döviz Kurları. Slides prepared by Thomas Bishop Chapter 16 Fiyat Seviyeleri ve Uzun Vadede Döviz Kurları Slides prepared by Thomas Bishop Copyright 2009 Pearson Addison-Wesley. All rights reserved. Önizleme Tek Fiyat Kanunu (Law Of One Price) Satınalma

Detaylı

İYON DEĞİŞİMİ AMAÇ : TEORİK BİLGİLER :

İYON DEĞİŞİMİ AMAÇ : TEORİK BİLGİLER : Gazi Üniversitesi Kimya Mühendisliği Bölümü KM 482 Kimya Mühendisliği Laboratuvarı III DENEY NO : 3b İYON DEĞİŞİMİ AMAÇ : İyon değişim kolonunun yükleme ve/veya geri kazanma işlemi sırasındaki davranışını

Detaylı

Türkiye de Dış Ticaret ve Dış Ticaret Finansmanı: İhracattaki Düşüşte Finansman Sıkıntısı Ne Kadar Etkili?

Türkiye de Dış Ticaret ve Dış Ticaret Finansmanı: İhracattaki Düşüşte Finansman Sıkıntısı Ne Kadar Etkili? Türkiye de Dış Ticaret ve Dış Ticaret Finansmanı: İhracattaki Düşüşte Finansman Sıkıntısı Ne Kadar Etkili? Sarp Kalkan Ekonomi Politikaları Analisti Hasan Çağlayan Dündar Araştırmacı Ayşegül Dinççağ Araştırmacı

Detaylı

Kursların Genel Görünümü

Kursların Genel Görünümü Yayınlanma tarihi: 15 Haziran 2013 YÖNETİCİ ÖZETİ İlki 15 Mart 2012 tarihinde yayınlanan UMEM Beceri 10 Meslek Kursları İzleme Bülteni, geçmiş dönemlere ait verilerin sistematik olarak takip edilmesi ihtiyacına

Detaylı

Banka Kredileri E ilim Anketi nin 2015 y ilk çeyrek verileri, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankas (TCMB) taraf ndan 10 Nisan 2015 tarihinde yay mland.

Banka Kredileri E ilim Anketi nin 2015 y ilk çeyrek verileri, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankas (TCMB) taraf ndan 10 Nisan 2015 tarihinde yay mland. 21 OCAK-MART DÖNEM BANKA KRED LER E M ANKET Doç.Dr.Mehmet Emin Altundemir 1 Sakarya Akademik Dan man nin 21 y ilk çeyrek verileri, Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankas (TCMB) taraf ndan 1 Nisan 21 tarihinde

Detaylı

ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU ÜÇÜNCÜ 3 AYLIK RAPOR

ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU ÜÇÜNCÜ 3 AYLIK RAPOR ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU ÜÇÜNCÜ 3 AYLIK RAPOR Bu rapor Ankara Emeklilik A.Ş Gelir Amaçlı Uluslararası Borçlanma Araçları Emeklilik Yatırım

Detaylı

DENEY Kum Kalıba Döküm ve Besleyici Hesabı 4 Doç.Dr. Ahmet ÖZEL, Yrd.Doç.Dr. Mustafa AKÇİL, Yrd.Doç.Dr. Serdar ASLAN DENEYE HESAP MAKİNASI İLE GELİNİZ

DENEY Kum Kalıba Döküm ve Besleyici Hesabı 4 Doç.Dr. Ahmet ÖZEL, Yrd.Doç.Dr. Mustafa AKÇİL, Yrd.Doç.Dr. Serdar ASLAN DENEYE HESAP MAKİNASI İLE GELİNİZ DENEY NO Kum Kalıba Döküm ve Besleyici Hesabı 4 Doç.Dr. Ahme ÖZEL, Yrd.Doç.Dr. Musafa AKÇİL, Yrd.Doç.Dr. Serdar ASLAN DENEYE HESAP MAKİNASI İLE GELİNİZ Deney aşamaları Tahmini süre (dak) 1) Ön bilgi kısa

Detaylı

BBH - Groupama Emeklilik Gruplara Yönelik Büyüme Amaçlı Hisse Senedi Emeklilik Yatırım Fonu

BBH - Groupama Emeklilik Gruplara Yönelik Büyüme Amaçlı Hisse Senedi Emeklilik Yatırım Fonu BBH - Groupama Emeklilik Gruplara Yönelik Büyüme Amaçlı Hisse Senedi Emeklilik Yatırım Fonu BIST-100, Haziran da %11,28 lik düşerek 76.295 den kapandı. Aynı dönemde Bankacılık endeksi %15,41, Sanayi endeksi

Detaylı

AYDIN TİCARET BORSASI

AYDIN TİCARET BORSASI AYDIN TİCARET BORSASI AYDIN COMMODITY EXCHANGE MAYIS 2015 TÜRKİYE NİN TEMEL EKONOMİK GÖSTERGELERİ Ata Mahallesi Denizli Bulv. No:18 09010 AYDIN Tel: +90 256 211 50 00 +90 256 211 61 45 Faks:+90 256 211

Detaylı

Dikkat! ABD Enerji de Yeni Oyun Kuruyor!

Dikkat! ABD Enerji de Yeni Oyun Kuruyor! Dikkat! ABD Enerji de Yeni Oyun Kuruyor! Dursun YILDIZ topraksuenerji 21 Ocak 2013 ABD Petrol İhracatçısı Olacak. Taşlar Yerinden Oynar mı? 1973 deki petrol krizi alternatif enerji arayışlarını arttırdı.

Detaylı

BASIN DUYURUSU 2001 YILI PARA VE KUR POLİTİKASI

BASIN DUYURUSU 2001 YILI PARA VE KUR POLİTİKASI Sayı: 42 BASIN DUYURUSU 2001 YILI PARA VE KUR POLİTİKASI Gazi Erçel Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası 22 Aralık 2000 Ankara 2001 yılında uygulanacak para ve kur politikasının çerçevesi, uygulama prensipleri

Detaylı

USDTRY EURUSD GBPUSD Temel/Teknik Görünüm

USDTRY EURUSD GBPUSD Temel/Teknik Görünüm 27 NİSAN 2015 USDTRY EURUSD GBPUSD Temel/Teknik Görünüm Geçtiğimiz hafta, Amerika da veriler oldukça karışık bir görünüm çizdi. Mevcut konut satışları beklentilerin oldukça üzerinde geldi. Mart ayında

Detaylı

SİRKÜLER İstanbul, 24.03.2015 Sayı: 2015/065 Ref: 4/065

SİRKÜLER İstanbul, 24.03.2015 Sayı: 2015/065 Ref: 4/065 SİRKÜLER İstanbul, 24.03.2015 Sayı: 2015/065 Ref: 4/065 Konu: BAZI KANUN VE KANUN HÜKMÜNDE KARARNAMELERDE DEĞİŞİKLİK YAPILMASINA DAİR KANUN TEKLİFİ TBMM BAŞKANLIĞI NA SUNULMUŞTUR Bazı vergi kanunlarında

Detaylı

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

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

Detaylı

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

Görsel Tasarım İlkelerinin BÖTE Bölümü Öğrencileri Tarafından Değerlendirilmesi

Görsel Tasarım İlkelerinin BÖTE Bölümü Öğrencileri Tarafından Değerlendirilmesi Görsel Tasarım İlkelerinin BÖTE Bölümü Öğrencileri Tarafından Değerlendirilmesi Cahit CENGİZHAN Duygu ATEŞ Öğretim Görevlisi Marmara Üniversitesi Atatürk Eğitim Fakültesi Bilgisayar ve Öğretim Teknolojileri

Detaylı

TÜRK LİRASI ÖZEL SEKTÖR BORÇLANMA ARAÇLARI PİYASASI

TÜRK LİRASI ÖZEL SEKTÖR BORÇLANMA ARAÇLARI PİYASASI TÜRK LİRASI ÖZEL SEKTÖR BORÇLANMA ARAÇLARI PİYASASI 2015 BİR BAKIŞTA PİYASA: BORÇ STOĞU, İHRAÇ TUTARLARI ve BAZI ORANLAR TÜRK LİRASI ÖZEL SEKTÖR TAHVİLLLERİ İHRAÇ TUTARI BORÇ STOĞU 79,5 65,6 55,1 42,5

Detaylı

Teknik Bülten. 06 Mayıs 2016 Cuma

Teknik Bülten. 06 Mayıs 2016 Cuma Güne Başlarken Dallas FED Başkanı Kaplan, Haziran ayının faiz artırımı için canlı bir toplantı olacağını ve istihdam ve enflasyonun faiz artırımı öncesi daha da yükseleceğine ilişkin işaretlere bakacağını

Detaylı

II- İŞÇİLERİN HAFTALIK KANUNİ ÇALIŞMA SÜRESİ VE FAZLA MESAİ ÜCRET ALACAKLARI

II- İŞÇİLERİN HAFTALIK KANUNİ ÇALIŞMA SÜRESİ VE FAZLA MESAİ ÜCRET ALACAKLARI I- GİRİŞ 1475 sayılı İş Kanunu nun 61. maddesinde işçilerin haftalık çalışma süresi 48 saat olarak belirlendiği için, 30.07.1983 tarihine kadar, 1475 sayılı Kanunu na göre çalışan işçilere, bir aylık dönemde,

Detaylı

USDJPY HAFTALIK TEMEL/TEKNİK GÖRÜNÜM

USDJPY HAFTALIK TEMEL/TEKNİK GÖRÜNÜM 12 Ocak 2015 USDJPY HAFTALIK TEMEL/TEKNİK GÖRÜNÜM Resesyonda olan Japonya, hükümetin yeni bütçe planıyla birlikte ülke ekonomisini desteklemeye çalışırken resesyondan çıkmasında yollarını arıyor. Japonya

Detaylı

2015 Ekim ENFLASYON RAKAMLARI 3 Kasım 2015

2015 Ekim ENFLASYON RAKAMLARI 3 Kasım 2015 2015 Ekim ENFLASYON RAKAMLARI 3 Kasım 2015 2015 Ekim Ayı Tüketici Fiyat Endeksi ne (TÜFE) ilişkin veriler İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından 3 Kasım 2015 tarihinde yayımlandı. TÜİK tarafından aylık yayımlanan

Detaylı

Başbakanlık (Hazine Müsteşarlığı) tan: 30.11.2015

Başbakanlık (Hazine Müsteşarlığı) tan: 30.11.2015 Başbakanlık (Hazine Müsteşarlığı) tan: 30.11.2015 BİREYSEL EMEKLİLİK SİSTEMİ HAKKINDA YÖNETMELİKTE DEĞİŞİKLİK YAPILMASINA DAİR YÖNETMELİĞİN UYGULANMASINA İLİŞKİN GENELGE (2015/50) Bu Genelge, 25.05.2015

Detaylı

TÜRKİYE EKONOMİ KURUMU. BUNALIM ÇALIŞTAYI 2008/10 http ://www.tek. org.tr. REEL DÖVİZ KURU, ANİ DURUŞ ve BÜYÜMENİN FİNANSMANI.

TÜRKİYE EKONOMİ KURUMU. BUNALIM ÇALIŞTAYI 2008/10 http ://www.tek. org.tr. REEL DÖVİZ KURU, ANİ DURUŞ ve BÜYÜMENİN FİNANSMANI. TÜRKİYE EKONOMİ KURUMU BUNALIM ÇALIŞTAYI 2008/10 http ://www.tek. org.tr REEL DÖVİZ KURU, ANİ DURUŞ ve BÜYÜMENİN FİNANSMANI Naci Canpolat Aralık, 2008 Reel Döviz Kuru, Ani Duruş ve Büyümenin Finansmanı

Detaylı

Türkiye Ekonomi Politikaları Araştırma Vakfı Değerlendirme Notu Sayfa1

Türkiye Ekonomi Politikaları Araştırma Vakfı Değerlendirme Notu Sayfa1 Sağlık Reformunun Sonuçları İtibariyle Değerlendirilmesi 26-03 - 2009 Tuncay TEKSÖZ Dr. Yalçın KAYA Kerem HELVACIOĞLU Türkiye Ekonomi Politikaları Araştırma Vakfı Türkiye 2004 yılından itibaren sağlık

Detaylı

Soma Belediye Başkanlığı. Birleşme Raporu

Soma Belediye Başkanlığı. Birleşme Raporu Soma Belediye Başkanlığı Birleşme Raporu 2012 i GİRİŞ 1 MEVZUAT 2 2 SOMA NIN NÜFUSU 3 SOMA-TURGUTALP ARASINDAKİ MESAFE 4 GENEL İMAR DURUMU 5 TEMEL ALT YAPI HİZMETLERİ 8 DİĞER HUSUSLAR 13 25. Coğrafi Durum;

Detaylı

1- Ekonominin Genel durumu

1- Ekonominin Genel durumu GARANTİ EMEKLİLİK VE HAYAT A.Ş. GELİR AMAÇLI ESNEK EMEKLİLİK YATIRIM FONU 2014 YILI 12 AYLIK FAALİYET RAPORU 1- Ekonominin Genel durumu 2014 yılı TCMB nin Ocak ayında faizleri belirgin şekilde arttırmasıyla

Detaylı

BÜLTEN. KONU: Bağımsız Denetime Tabi Olacak Şirketlerin Belirlenmesine Dair Bakanlar Kurulu Kararına Đlişkin Usul ve Esaslar hk karar yayınlanmıştır

BÜLTEN. KONU: Bağımsız Denetime Tabi Olacak Şirketlerin Belirlenmesine Dair Bakanlar Kurulu Kararına Đlişkin Usul ve Esaslar hk karar yayınlanmıştır Kültür Mah. 1375 Sk. No: Cumhuruiyet Đşhanı K:5 35210 Alsancak - Đzmir-Turkey Tel : + 90 232 464 16 16.. Fax: + 90 232 421 71 92. e-mail : info@psdisticaret.com..tr BÜLTEN Tarih: 12.03.2013 SAYI :2013-039

Detaylı

-Bursa nın ciroları itibariyle büyük firmalarını belirlemek amacıyla düzenlenen bu çalışma onikinci kez gerçekleştirilmiştir.

-Bursa nın ciroları itibariyle büyük firmalarını belirlemek amacıyla düzenlenen bu çalışma onikinci kez gerçekleştirilmiştir. Bursa nın 25 Büyük Firması Araştırması; -Bursa nın ciroları itibariyle büyük firmalarını belirlemek amacıyla düzenlenen bu çalışma onikinci kez gerçekleştirilmiştir. -Bu çalışma Bursa il genelinde yapılmış,

Detaylı

DÜNYA KROM VE FERROKROM PİYASALARINDAKİ GELİŞMELER

DÜNYA KROM VE FERROKROM PİYASALARINDAKİ GELİŞMELER DÜNYA KROM VE FERROKROM PİYASALARINDAKİ GELİŞMELER Dünyada üretilen krom cevherinin % 90 ının metalurji sanayinde ferrokrom üretiminde, üretilen ferrokromun da yaklaşık % 90 ının paslanmaz çelik sektöründe

Detaylı

DÜNYA EKONOMİK FORUMU KÜRESEL CİNSİYET AYRIMI RAPORU, 2012. Hazırlayanlar. Ricardo Hausmann, Harvard Üniversitesi

DÜNYA EKONOMİK FORUMU KÜRESEL CİNSİYET AYRIMI RAPORU, 2012. Hazırlayanlar. Ricardo Hausmann, Harvard Üniversitesi DÜNYA EKONOMİK FORUMU KÜRESEL CİNSİYET AYRIMI RAPORU, 2012 Hazırlayanlar Ricardo Hausmann, Harvard Üniversitesi Laura D. Tyson, Kaliforniya Berkeley Üniversitesi Saadia Zahidi, Dünya Ekonomik Forumu Raporun

Detaylı

TOPLAM TALEP TOPLAM ARZ SORULAR. Dr. Süleyman BOLAT 1

TOPLAM TALEP TOPLAM ARZ SORULAR. Dr. Süleyman BOLAT 1 TOPLAM TALEP TOPLAM ARZ SORULAR Dr. Süleyman BOLAT 1 1- Aşağıdakilerden hangisi, mal ve para piyasasının eşanlı dengede olduğu fiyat düzeyihasıla bileşimlerini gösterir? A) Toplam arz eğrisi B) IS eğrisi

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

2016 Ocak ENFLASYON RAKAMLARI 3 Şubat 2016

2016 Ocak ENFLASYON RAKAMLARI 3 Şubat 2016 2016 Ocak ENFLASYON RAKAMLARI 3 Şubat 2016 Ocak 2016 Tüketici Fiyat Endeksi ne(tüfe) ilişkin veriler Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından 3 Şubat 2016 tarihinde yayımlandı. TÜİK tarafından aylık

Detaylı

Tekstil ve Konfeksiyon Ürünleri Daire Başkanlığı

Tekstil ve Konfeksiyon Ürünleri Daire Başkanlığı Tekstil ve Konfeksiyon Ürünleri Daire Başkanlığı 1. ÜRÜNÜN TANIMI: Ev tekstili, genel olarak evleri dekore etmek amacıyla kullanılan ürünler olarak tanımlanmaktadır. Sentetik iplikler ve kumaşların yanı

Detaylı

Müşteri Şikayetleri Hakem Heyeti Yıllık Faaliyet Raporu. 1 Ocak 2012 31 Aralık 2012

Müşteri Şikayetleri Hakem Heyeti Yıllık Faaliyet Raporu. 1 Ocak 2012 31 Aralık 2012 Müşteri Şikayetleri Hakem Heyeti Yıllık Faaliyet Raporu 1 Ocak 2012 31 Aralık 2012 Temmuz 2013 İçindekiler 1. Genel Değerlendirme 2. 1 Ocak 2012 31 Aralık 2012 Dönemi İstatistiki Verileri 2.1. Hakem Heyetleri

Detaylı

T.C. ANKARA BÜYÜKŞEHİR BELEDİYE BAŞKANLIĞI EGO GENEL MÜDÜRLÜĞÜ 2012 YILI MALİ DURUM VE BEKLENTİLER RAPORU

T.C. ANKARA BÜYÜKŞEHİR BELEDİYE BAŞKANLIĞI EGO GENEL MÜDÜRLÜĞÜ 2012 YILI MALİ DURUM VE BEKLENTİLER RAPORU 2012 YILI MALİ DURUM VE BEKLENTİLER RAPORU Giriş ; 5018 Sayılı Kamu Mali Yönetimi ve Kontrol Kanununun 30 uncu maddesinde, Genel Yönetim Kapsamındaki İdarelerin ilk altı aylık bütçe uygulama sonuçları,

Detaylı

TÜRKİYE DE PARA ARZI, FAİZ ORANI VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSEL İLİŞKİLERİN ANALİZİ

TÜRKİYE DE PARA ARZI, FAİZ ORANI VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSEL İLİŞKİLERİN ANALİZİ TÜRKİYE DE PARA ARZI, FAİZ ORANI VE HİSSE SENEDİ FİYATLARI ARASINDAKİ NEDENSEL İLİŞKİLERİN ANALİZİ Serpil TÜRKYILMAZ * Erkan ÖZATA ** Özet Bu çalışmada, Türkiye de 2001:05-2005:12 dönemi için Para Arzı

Detaylı

ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU 3 AYLIK RAPOR

ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU 3 AYLIK RAPOR ANKARA EMEKLİLİK A.Ş GELİR AMAÇLI ULUSLARARASI BORÇLANMA ARAÇLARI EMEKLİLİK YATIRIM FONU 3 AYLIK RAPOR Bu rapor Ankara Emeklilik A.Ş Gelir Amaçlı Uluslararası Borçlanma Araçları Emeklilik Yatırım Fonu

Detaylı

1- Ekonominin Genel durumu

1- Ekonominin Genel durumu GARANTİ EMEKLİLİK VE HAYAT A.Ş. GRUPLARA YÖNELİK HİSSE SENEDİ EMEKLİLİK YATIRIM FONU 2015 YILI FAALİYET RAPORU 1- Ekonominin Genel durumu 2015 yılı yurtiçinde genel seçimler ve Merkez Bankası faiz tartışmaları,

Detaylı

Ekonomi Bülteni. 16 Mart 2015, Sayı: 11. Yurt Dışı Gelişmeler Yurt İçi Gelişmeler Finansal Göstergeler Haftalık Veri Akışı

Ekonomi Bülteni. 16 Mart 2015, Sayı: 11. Yurt Dışı Gelişmeler Yurt İçi Gelişmeler Finansal Göstergeler Haftalık Veri Akışı Ekonomi Bülteni, Sayı: 11 Yurt Dışı Gelişmeler Yurt İçi Gelişmeler Finansal Göstergeler Haftalık Veri Akışı Ekonomik Araştırma ve Strateji Dr. Saruhan Özel Ezgi Gülbaş Çağlar Kuzlukluoğlu 1 DenizBank Ekonomi

Detaylı

NOTLU RİSK RAPORU TC KİMLİK / VKN ********344

NOTLU RİSK RAPORU TC KİMLİK / VKN ********344 NOTLU RİSK RAPORU ADI SOYADI TC KİMLİK / VKN RAPOR TARİHİ 13.10.2015 REFERANS KODU 2012C280C8 Sayfa 2 Findeks 1072 Kredi Notunuz 0 1900 Findeks Kredi Notu'nun Bileşenleri Bireysel Kredi ve Kart Ödeme Performansı

Detaylı

CSD-OS İşletim Sistemi Projesi - Fonksiyon Açıklama Standardı

CSD-OS İşletim Sistemi Projesi - Fonksiyon Açıklama Standardı CSD-OS İşletim Sistemi Projesi - Fonksiyon Açıklama Standardı C ve Sistem Programcıları Derneği Kasım 2002 İçindekiler: 1 -GIRIŞ 3 1.1.NEDEN STANDARTLARA IHTIYACIMIZ VAR? 3 2 -İMLA VE YAZIM 3 2.1.TÜRKÇE

Detaylı

AVRUPA BĠRLĠĞĠ EKONOMĠSĠNE ĠLĠġKĠN ARA TAHMĠN RAPORU*

AVRUPA BĠRLĠĞĠ EKONOMĠSĠNE ĠLĠġKĠN ARA TAHMĠN RAPORU* AVRUPA BĠRLĠĞĠ EKONOMĠSĠNE ĠLĠġKĠN ARA TAHMĠN RAPORU* Eylül 2011 Ankara * Bu çalıģma, Avrupa Komisyonu Ekonomik ve Mali Konular Genel Müdürlüğü tarafından yayınlanan Avrupa Ekonomisine ĠliĢkin Ara Tahmin

Detaylı

TÜRKİYE İŞVEREN SENDİKALARI KONFEDERASYONU AYLIK EKONOMİ BÜLTENİ www.tisk.org.tr

TÜRKİYE İŞVEREN SENDİKALARI KONFEDERASYONU AYLIK EKONOMİ BÜLTENİ www.tisk.org.tr TİSK AYLIK EKONOMİ BÜLTENİ- MAYIS 2016 (SAYI: 87) GENEL DEĞERLENDİRME 03.06.2016 Kıdem tazminatında işletmelerin maliyetini artıracak ve işçi-işveren ilişkilerini bozacak düzenlemelerden kaçınılmalı Gelecek

Detaylı

ECZACIBAŞI-UBP PORTFÖY YÖNETİM ŞİRKETİ A.Ş. TARAFINDAN YÖNETİLEN AEGON EMEKLİLİK VE HAYAT A.Ş

ECZACIBAŞI-UBP PORTFÖY YÖNETİM ŞİRKETİ A.Ş. TARAFINDAN YÖNETİLEN AEGON EMEKLİLİK VE HAYAT A.Ş ECZACIBAŞI-UBP PORTFÖY YÖNETİM ŞİRKETİ A.Ş. TARAFINDAN YÖNETİLEN AEGON EMEKLİLİK VE HAYAT A.Ş.PARA PİYASASI LİKİT KAMU EMEKLİLİK YATIRIM FONUNA AİT PERFORMANS SUNUŞ RAPORU A. TANITICI BİLGİLER PORTFÖYE

Detaylı

Cumhuriyet Halk Partisi

Cumhuriyet Halk Partisi 1 Cumhuriyet Halk Partisi Bartın Milletvekili Yalçınkaya, harçların kaldırılmasında eşitlik ilkesine uyulması ile ilgili kanun teklifi verdi. Tarih : 04.09.2012 Bartın Milletvekili Muhammed Rıza Yalçınkaya,

Detaylı

OSD Basın Bülteni. 09 Ocak 2014 ÖZET DEĞERLENDİRME PAZAR

OSD Basın Bülteni. 09 Ocak 2014 ÖZET DEĞERLENDİRME PAZAR OSD Basın Bülteni OTOMOTİV SANAYİİ DERNEĞİ 9 Ocak 214 ÖZET DEĞERLENDİRME PAZAR Aralık Ocak-Aralık KONULAR 212 213 (%) 212 213 (%) 86.944 83.166-4 1.72.978 1.125.534 5 Üretim Otomobil 44.78 5.935 14 577.296

Detaylı

BISTEP nedir? BISTEP ne yapar?

BISTEP nedir? BISTEP ne yapar? BISTEP nedir? BISTEP, şirketlerin kurumsallaşma sürecine destek olmak amacıyla Borsa İstanbul ve Koç Üniversitesi tarafından tasarlanmış bir programdır. Program, şirketlerin kurumsallaşma basamaklarını

Detaylı

1 İKTİSAT (EKONOMİ) İLE İLGİLİ TEMEL KAVRAMLAR

1 İKTİSAT (EKONOMİ) İLE İLGİLİ TEMEL KAVRAMLAR İÇİNDEKİLER ÖNSÖZ III Bölüm 1 İKTİSAT (EKONOMİ) İLE İLGİLİ TEMEL KAVRAMLAR 11 1.1. Ekonomi Bilimi 12 1.2. Ekonomi ile İlgili Temel Kavramlar 12 1.2.1. İhtiyaç 12 1.2.2. Mal ve Hizmet 13 1.2.3. Tüketim

Detaylı

Prof.Dr.Ercan TEZER OTOMOTİV SANAYİİ-2015

Prof.Dr.Ercan TEZER OTOMOTİV SANAYİİ-2015 Prof.Dr.Ercan TEZER OTOMOTİV SANAYİİ-2015 Küresel Sonuçlar 2013 / 2014 Bölgeler Araçlar 2011 2012 ABD AB BRIC Dünya 2013 2014 Değişim (% ) 2012/2011 2013/2012 2014/2013 Otomobil 3.078 4.115 4.406 4.350

Detaylı

tepav Nisan2013 N201319 POLİTİKANOTU Türkiye için Finansal Baskı Endeksi Oluşturulması 1 Türkiye Ekonomi Politikaları Araştırma Vakfı

tepav Nisan2013 N201319 POLİTİKANOTU Türkiye için Finansal Baskı Endeksi Oluşturulması 1 Türkiye Ekonomi Politikaları Araştırma Vakfı POLİTİKANOTU Nisan2013 N201319 tepav Türkiye Ekonomi Politikaları Araştırma Vakfı Dr. Harun Öztürkler, Öğretim Üyesi, Afyon Kocatepe Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dr. Türkmen Göksel,

Detaylı

Şubat. Günlük Araştırma Bülteni Gün Sonu RAPORU

Şubat. Günlük Araştırma Bülteni Gün Sonu RAPORU 26 Şubat Günlük Araştırma Bülteni Gün Sonu RAPORU ABD de büyüme beklentiyi aştı ABD'de beklenen büyüme verisi açıklandı. 2015 yılı son çeyreğinde yıllıklandırılmış Gayri Safi Yurtiçi Hasıla (GSYİH) yüzde

Detaylı

HAZIRGİYİM VE KONFEKSİYON SEKTÖRÜ 2015 ŞUBAT AYLIK İHRACAT BİLGİ NOTU

HAZIRGİYİM VE KONFEKSİYON SEKTÖRÜ 2015 ŞUBAT AYLIK İHRACAT BİLGİ NOTU HAZIRGİYİM VE KONFEKSİYON SEKTÖRÜ 2015 ŞUBAT AYLIK İHRACAT BİLGİ NOTU Mart 2015 HAZIRGİYİM VE KONFEKSİYON SEKTÖRÜNÜN 2015 ŞUBAT İHRACAT PERFORMANSI ÜZERİNE KISA DEĞERLENDİRME İlk İki Ayda 2,7 Milyar Dolarlık

Detaylı

T.C. ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ İKTİSAT ANABİLİM DALI

T.C. ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ İKTİSAT ANABİLİM DALI T.C. ÇUKUROVA ÜNİVERSİTESİ SOSYAL BİLİMLER ENSTİTÜSÜ İKTİSAT ANABİLİM DALI CARİ İŞLEMLER DENGESİ VE CARİ AÇIKLARIN SÜRDÜRÜLEBİLİRLİĞİ: TÜRKİYE UYGULAMASI Volkan BEKTAŞ YÜKSEK LİSANS TEZİ ADANA - 2007 T.C.

Detaylı

YAZILI YEREL BASININ ÇEVRE KİRLİLİĞİNE TEPKİSİ

YAZILI YEREL BASININ ÇEVRE KİRLİLİĞİNE TEPKİSİ YAZILI YEREL BASININ ÇEVRE KİRLİLİĞİNE TEPKİSİ Savaş AYBERK, Bilge ALYÜZ*, Şenay ÇETİN Kocaeli Üniversitesi Çevre Mühendisliği Bölümü, Kocaeli *İletişim kurulacak yazar bilge.alyuz@kou.edu.tr, Tel: 262

Detaylı