Sanayi Sektörü İş Hacminin Ekonometrik Analizi* Econometric Analysis of Industrial Sector Turnover. Yrd. Doç. Dr. S.

Transkript

1 Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Anadolu University Journal of Social Sciences Sanayi Setörü İş Hacminin Eonometri Analizi* Econometric Analysis of Industrial Sector Turnover Yrd. Doç. Dr. S. Fatih Kostaoğlu Öz Ülelerin üretim apasiteleri içerisinde özel bir yeri olan sanayi setörünün nitel ve nicel gelişimlerinin gözlenmesi eonomi açıdan önemlidir. Bu açıdan baıldığında, sanayi setöründei özellile nicel gelişimin gözlenmesinde setörün iş hacmi araştırması ullanılabilir. Setörün iş hacminin zaman içerisinde izlediği seyrin değerlendirilmesi setördei satış mitarı ve ürün fiyatları onusunda bilgi sağlayacatır. Bu çalışmada, TUİK den elde edilen 005:1 ve 014:1 arası dönemi apsayan aylı sanayi setörü ciro endesi ullanılara, bu serinin durağanlığı araştırılmıştır. Çalışmada setörel iş hacminin izlediği patia ve setöre uygulanaca politiaların etinliğini analiz etme için literatüre uygun ırılmalı ve ırılmasız birim ö analizlerine yer verilmiştir. Elde edilen bulgular sanayi setörü ciro endesinin durağan olmadığı yani dalgalanmaların alıcı olduğunu ortaya oymuştur. Anahtar Kelimeler: Sanayi Setörü, İş Hacmi, Birim Kö Analizi Abstract Qualitative and quantitative development of industrial Sector which has a special place in the country s production capacity is important in economic perspective. In this point of view, investigation of sector turnover can be used to watch especially industrial sector quantitative development. Evaluation of sector turnover progress in the course of time provides information about quantity of sales and product prices. In this study, it is investigated stationarity of industrial sector turnover index using monthly data between 005:1 and 014:1 which is got TUİK. In eeping with the literature, unit root tests which include structural brea and no structural brea are performed to analyze path of sectoral turnover and effectiveness of policies to be implemented. The findings display that industrial sector turnover index is non- stationarity, in other words, fluctuations are permanent. Keywords: Industrial Sector, Turnover, Unit Root Analysis Giriş Miro düzeyde eonominin performansının ortaya onulmasında setörel analizler önem arz etmetedir. Üle eonomilerine baıldığında literatürle uyumlu olara sanayi setörünün analizi ön plana çımatadır. Yarattığı atma değer ve eonomi faaliyet içerisindei yüse payı sanayi setörüne ilgiyi artırmatadır. Sanayi üretim endesi üzerine yapılan ço sayıda çalışma bulunmatadır ve bu çalışmaların büyü ısmı sanayi üretim endesi serisinin durağanlığını tartışmatadır. Bunlar; Miron ve Romer (1990), Osborn, Heravi ve Birchenhall (1999), Bodo, Golinelli ve Parigi (000), Picchetti ve Toledo (00), Davis (004), Bayar ve Topunar (014), Tein ve Adi (014), Alencar ve Rocha (016)..vb.. Sanayi Yrd. Doç. Dr. S. Fatih Kostaoğlu, Anadolu Üniversitesi AÖF, sfostaoglu@anadolu.edu.tr * Bu çalışma Anadolu Uluslararası İtisat Kongresinde Özet Metin Olara Sunulan Sanayi Setöründe Karlılı Eğilimi: Eonometri Bir analiz başlılı çalışmanın revize edilere ve genişletilere hazırlanmış halidir. sbd.anadolu.edu.tr 61

2 Sanayi Setörü İş Hacminin Eonometri Analizi üretim endesi serisinin özellilerinin belirlenmesi, eonomide ısa dönemde meydana gelen şoların etilerinin alıcı olup olmadığının belirlenmesi açısından önemlidir. Şoların etilerinin analiz edilmesi ile eonomi politia uygulamalarına da yön verilebilecetir. Eonomi serilerin zaman içerisindei hareetlerinin yani zaman serisi özellilerinin bilinmesi önemli eonomi politiası ve teori çıarımların elde edilmesi için önemlidir. Literatürde sılıla, eonomi zaman serilerin özellilerinin belirlenmesinde birim ö testleri ullanılmata ve elde edilen bulgular teori temeller ve politi çıarımları tartışma üzere ortaya onulmatadır. Literatürde eonomi serilerin durağanlı özelliğini araştırma üzere yapılmış ço sayıda çalışma bulunmatadır. Bunlar: Greasley ve Oxley (1994), Holmes (001), Hansen (001), Kanas ve Genius (005), Chang vd. (006), Wang ve Tome (007), Güloğlu ve İvrendi (010), Esen (014)..vb.. Bunların birçoğu maro eonomi serilere odalanıren, miro eonomi serilere odalanan çalışma sayısı görece az almatadır. Bu durum miro eonomi teoriden yola çıan ve ampiri olara politi önermeler sunan çalışmaların ısıtlı almasına neden olmatadır. Sanayi ciro endesi, bu setördei iş hacminin belirlenmesi açısından önemlidir. Sanayi setöründei satışı gerçeleştirilen ürün mitarı ve ürün fiyatları haında gelece projesiyonların çizilmesi ve setöre ilişin politi uygulamalara ilişin apsamlı bir analiz yapılması için önemlidir. Bu çalışma, sanayi setörü ciro endesi serisinin zaman içerisindei hareetini analiz etmeyi amaçlamatadır. Bunun için zaman serilerinin özellilerinin analizinde sılıla ullanılan birim ö testlerinden yararlanılacatır. Eonomi onjontürde meydana gelen şolar eonomi serilerde ırılma yarattığından bu çalışma da hem ırılmasız hem de ırılmalı biri ö testleri ullanılara istatisel ve itisadi olara etin sonuçların ortaya onulması sağlanacatır. Yöntem Eonomi ve istatisel varsayımları diate alan etin bir eonometri analiz için, ullanılaca eonomi verinin trend davranışının bilinmesi önem arz etmetedir. Analiz edilece eonomi serinin trend içerip içermediği, varsa serinin içerdiği trendin deterministi mi yosa stoasti mi olup olmadığının belirlenmesi gereir. Eonomi zaman serisi verileri genellile bir trende sahiptir ve ortalamasına göre durağan olmayabilir. Bu durum seriye basit bir dönüşüm uygulanması ile giderilebilir (Vogelvang, 005, s. 78). Y t şelinde ifade edilen bir eonomi seriyi ele alalım ve bu seri deterministi trend içersin: Y = δ + δ t + u u : NID (0,σ ) (I) t 0 1 t t u Denlem (I) den de açıça görüleceği gibi bu seri durağan bir seridir. Yani serinin geçmiş dönemdei değerleri cari dönemdei değerlerini etilememetedir. Bu süreç trend içerilmesinden dolayı trend durağan bir süreç olara adlandırılır. Hata terimi (u t ) normal dağılıma sahip, ortalaması sıfır ve sabit varyansa sahiptir. Böyle bir hata terimi beyaz gürültü hata terimi olara isimlendirilir. Serinin durağan olmadığı bir başa deyişle birim ö içerdiği bir durumu ise rassal yürüyüş sürecini ullanara ortaya oyabiliriz. Basit bir rassal yürüyüş sürecini şu şeilde gösterebiliriz: Y = Y + u u : NID (0,σ ) (II) t t-1 t t u Denlem (II) basit bir rassal yürüyüş sürecidir ve basit süreç diat edilirse sabit terim içermemetedir. Bununla birlite, bu sürece sabit terim elenere biriimli rassal yürüyüş süreci elde edilir. Biriimli rassal yürüyüş süreci ise: Y = +Y + u u : NID (0,σ ) (III) t 0 t-1 t t u Bu süreç durağan değildir çünü t, Var(Y gerçeleşir (Wang, 003, s.15). t ) t u Basit rassal yürüyüş sürecinde, Y t gözlemlerinin birinci farını alırsa rassal yürüyüş sürecini durağan hale getiririz: (Y -Y ) = u u : NID (0,σ ) (IV) t t-1 t t u Y t nin bu süreci far durağan bir süreçtir. Ayrıca bu süreç birim ö süreci olara da tanımlanır. Bununla birlite, serinin farı alınara biriimli rassal yürüyüş süreci için de far durağan süreç elde edilmiş olur. 6

3 Cilt/Vol.: 16 - Sayı/No: (61-68) Durağan olmayan bir rassal yürüyüş modeli ile durağan bir AR(1) süreci arasındai en önemli far; hata teriminde ortaya çıan bir şo durağan olmayan süreçte bağımlı değişen üzerinde alıcı etilere sahip oluren, durağan olan süreçte bağımlı değişen üzerindei eti zamanla aybolur (Vogelvang, 005, s.80). Son yıllarda olduça popüler olan ve sılıla serilerin durağanlığının test edilmesinde ullanılan yöntem birim ö testidir. Stoasti birim ö sürecini sabit olmayan rassal yürüyüş modeli ile ortaya oyabiliriz. Y = Y + u u : NID (0,σ ) (V) t t-1 t t u Hata terimi (u t ) normal dağılıma sahip, ortalaması sıfır ve sabit varyansa sahiptir ve beyaz gürültü hata terimidir. Burada; eğer φ=1 ise, birim ö durumudur. Yani bu süreç durağan olmayan stoasti bir sürece işaret eder (Gujarati, 004, s. 814). Teori ve uygulama olaylığından dolayı denlem (V) in her ii tarafından Y t-1 çıarılara bir manipülasyon gerçeleştirilirse: Y -Y = Y -Y + u t t-1 t-1 t-1 t Y Y u (VI) t t-1 t Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Denlem (VI) gibi bir süreç elde edilir. Uygulamada ve paet programlarda denlem (V) yerine denlem (VI) tahmin edilir ve η=0 boş hipotezi altında test gerçeleştirilir. Eğer η=0 ise, bunun anlamı φ=1 demetir ve bu sonuç birim öün varlığına işaret eder. Bir başa deyişle, test edilen eonomi seri durağan değildir. Birim ö testinde, boş hipotez; η=0 (φ=1) altında, Y t-1 atsayısının tahmin edilen t değeri örnelem büyü dahi olsa t dağılım göstermez yani bu değer asimptoti normal dağılım göstermez. Dicey ve Fuller, η=0 boş hipotezi altında denlem (VI) Y t-1 atsayısının tahmin edilen t değerinin τ (tau) istatistiğini taip ettiğini göstermiş ve Monte- Carlo simülasyonları ile de tau istatistiğinin riti değer tablosunu üretmişlerdir. Paet programlar da Dicey ve Fuller in ortaya oymuş olduğu riti değer tablosunun MacKinnon tarafından geliştirilmiş halini ullanırlar (Gujarati, 004, s. 815). Dicey ve Fuller Birim Kö Testi (DF) Dicey ve Fuller (1979) in ortaya oyduğu birim ö testi üç farlı formda tahmin edilebilir. Bunlar; sadece bir AR(1) süreci olara, sabit terimle birlite bir AR(1) süreci olara ve trend içeren sabit terimle birlite bir AR(1) süreci olara sıralanabilir: Rassal Yürüyüş: ΔY = ηy + u (VII) t t-1 t Sabit Terimli Rassal Yürüyüş: ΔY = β + ηy + u t 0 t-1 t VIII Trend ve Sabit Terimli Rassal Yürüyüş: ΔY = β + β t + ηy + u (IX) t 0 1 t-1 t Bu üç durumun her birinde boş hipotez η=0 yani birim ö vardır bir başa deyişle seri durağan değildir. Alternatif hipotez ise η<0 yani birim ö yotur bir başa deyişle seri durağandır. Boş hipotezi reddedilmesi durumunda Y t için şu yorumlar getirilir; rassal yürüyüş süreci için sıfır ortalama ile durağandır, sabit terimli rassal yürüyüş süreci için sıfır olmayan ortalama ile durağandır ve trend ve sabit terimli rassal yürüyüş için ise trend etrafında durağandır (Gujarati, 004, s. 815). DF birim ö testleri, her üç durumda da hata terimi u t nin orelasyon içermediğini yani hata terimlerinin birbirleri ile ilişili olmadığını varsayar. Genişletilmiş Dicey ve Fuller Birim Kö Testi (ADF) DF birim ö testi bir AR(1) sürecidir yani basit bir rassal yürüyüş sürecidir. Anca hata terimleri genellile otoorelasyon içerir ve bu sebeple DF testine ΔY t nin gecimelerinin elenmesi gereir. Böylece hata terimlerinin beyaz gürültü özelliği göstermesi sağlanabilir. Bu durumu diate alan Dicey ve Fuller (1981) temel testlerini revize etmişler ve genişletilmiş Dicey- Fuller birim ö testini ortaya oymuşlardır. Ortaya onulan bu yeni süreç hata terimlerinin arasında ortaya çıabilece olası otoorelasyon sorununu gideren bir yapıdadır (Wang, 003, s. 16). sbd.anadolu.edu.tr 63

4 Sanayi Setörü İş Hacminin Eonometri Analizi Bu yeni test temel Dicey ve Fuller birim ö testinde ullanılan üç denleme bağımlı değişen ΔY t nin gecimelerinin elenmesinden oluşmatadır ve hata terimi (u t ) beyaz gürültü özelliğindedir yani normal dağılıma sahip, ortalaması sıfır ve sabit varyansa sahiptir: ΔY = ηy + μ ΔY + u X t t-1 i t-i t t 0 t-1 i t-i t ΔY = β + ηy + μ ΔY + u XI t 0 t-1 1 i t-i t ΔY =β + ηy + β t + μ ΔY + u XII ΔY t nin modele dahil edilece gecime sayısı, hata terimindei otoorelasyonu ortadan aldıraca sayıda belirlenir. Boş hipotez temel DF test ile aynıdır, η=0 yani birim ö vardır ve alternatif hipotez birim ö yotur yani seri durağandır şelindedir. DF testin genişletilmiş bu versiyonuda (ADF) asimptoti normal dağılım göstermez. ADF birim ö testi de standart olmayan sınırlı dağılıma sahiptir. Kısıtlı dağılım modelde içerilen deterministi terimlere bağlıdır. Bu nedenle sabitli ve trend modellerde farlı riti değerler ullanılır. Bundan dolayı aynı riti değerler bu genişletilmiş versiyon içinde ullanılır (Lütepohl ve Kratzig, 004, s ). Philips- Perron Birim Kö Testi (PP) ADF birim ö testi hata terimin de ortaya çıabilece muhtemel orelasyonu önleme için modele gecimeli far terimlerini eleyere bu sorunu gidermiştir. Philips-Perron (1988) ise non- parametri istatisel metotları ullanara hata terimlerindei ortaya çıması muhtemel orelasyonları diate alan bir yöntem geliştirmiştir. ADF ve PP birim ö testleri hata terimlerinin içerdiği otoorelasyonu diate alma için izledileri değişi yalaşımlardan dolayı ayrışırlar. Ayrıca düşü freanslı verilerde PP birim ö testi ADF birim ö teste göre daha etindir (Choi ve Chung, 1995, s ). Philips- Perron (1988) birim ö testinin asimptoti dağılımları genişletilmiş Dicey- Fuller Test istatistiği ile aynıdır yani MacKinnon riti değer tablosu ullanılmatadır. ADF testi ve PP birim ö testleri serinin sahip olacağı muhtemel rejim değişiliği ya da bir başa deyişle ırılmaları diate almazlar. Bu açıdan baıldığında zaman serisi verileri ile çalışılıren ırılmaya diate alan birim ölerin de ullanılması yapılan analizin güvenilirliğini güçlendirecetir. Perron Kırılmalı Birim Kö Testi Perron (1989), standart birim ö testlerinin yapısal ırılmayı diate almamasından dolayı birim öün varlığını gösteren boş hipotezi abul etme eğiliminde oldularını ileri sürmüştür. Yani serinin durağan olduğu halde durağan olmadığı yönünde sonuçlar ortaya çımatadır. Bu sorunu gözlemleyenlerden biri olan Perron (1989), eonomi serilerde birim öün varlığı ve şoların etilerinin alıcı olup olmadığı hususunu detaylı bir biçimde tartışmıştır. Perron a göre, eonomi zaman serileri birçoğu birim ö içermemete ve şoların etileri de alıcı olmamatadır. Perron (1989) serilerin ırılma içerdiğini abul etmiş ve bunları dışsal olara sürece dahil eden bir test geliştirmiştir. Bu test sürecini ADF birim ö testi hem sabit hem de trend içeren modelini baz alara ortaya oyabiliriz. Denlem (XII) yi temel alan Perron burada trend değişenini şu şeilde almıştır (Byrne ve Perman, 006, s. 5): s s t = t 0+ t d 0 ttb+ t1z + t 1(z-TB)d ttb (XIII) 0 ise t<tb DT t = 1eğer TB t TB, ırılma tarihini göstermetedir ve burada modelin sabit ve deterministi trend içerdiği varsayılmıştır. Sadece sabitte ırılma olduğunda denlem (XIII) de s t1 = 0olur ve t o sıfırdan farlıdır. Sadece eğimde ırılma olduğunda denlem (XIII) de t = 0olur ve t s 0 1 sıfırdan farlıdır. Boş hipotez, ırılma ile beraber birim ö olduğu yönünde ien, alternatif hipotez ırılma altında trend durağan sürece işaret eder. Perron elde ettiği bulgular, birço serinin birim ö içermediği anca yapısal ırılma içeren trend durağan seriler olduğunu ileri sürümüştür (Enders, 004, s. 05). Perron (1990), zaman serileri görsel olara incelendiğinde genellile serilerin ırılma içerdiğinin gözleneceğini ileri sürmüştür. Dolayısıyla, bu seriler inceleniren ırılmalı birim ö analizlerinden yararlanılmalıdır. 64

5 Cilt/Vol.: 16 - Sayı/No: (61-68) Zivot- Andrews Kırılmalı Birim Kö Testi Zivot-Andrews (199), zaman serilerinin ırılmalar içerdiğini diate alan bir test geliştirimiştir anca Perron (1990) asine geliştirdiği birim ö modeline ırılmaları içsel olara dahil etmiştir. Zivot-Andrews tarafından geliştirilen birim ö test süreci de üç farlı durum üzerinden ele alınmıştır. Bu üç farlı süreci şu şeilde ifade edebiliriz: ili modelin ortalamada ırılma olma durumunu göz önünde bulunduran ve bundan dolayı sabit terim ula değişenini Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi (DC t ) içeren süreç; diğeri zaman serisinin eğiminde ırılma olması durumunu diate alan ve bundan dolayı eğim ula değişenini (DT t ) içeren süreç ve üçüncüsü ise her ii durumun ombine edilmiş hali olan yani serinin hem ortalamasında hem de eğimde ırılma içerdiğini diate alan ve bu sebeple hem sabit hem de eğim ulası içeren süreçtir (Apergis, Katrailidis ve Tabais, 000, s. 600). Bu üç süreç şu şeilde ifade edilebilir: ΔY = β + ηy + β t + ωdc + μ ΔY + u Süreç I (XIV) t 0 t-1 1 t i t-i t ΔY = β + ηy + β t + αdt + μ ΔY + u Süreç II (XV) t 0 t-1 1 t i t-i t t 0 t-1 1 t t i t-i t ΔY = β + ηy + β t + ωdc + αdt + μ ΔY + u Süreç III (XVI) t>tb eğer 1 t>tb eğer 1-TB DC t = DT t = değil ise 0 değil ise 0 Zivot-Andrews birim ö testi de diğer birim ö testlerinde olduğu gibi boş ve alternatif hipotezlere sahiptir ve değerlendirme Y t-1 atsayısına baılara yapılır. Bu test, zaman serisinin tüm notalarını olası bir ırılma notası olara modeller. Süreç sıralı bir regresyon tahmini gerçeleştirir ve her bir tahmin için bir istatisti hesaplar. Elde edilen bu istatistilerden en üçü olan nota ırılma zamanı olara alınır. Ampiri çalışmalarda yaygın olara tercih edilen III numaralı süreçtir. Veri Seti ve Ampiri Sonuçlar Eonomi zaman serilerinin durağanlı özellilerini araştıran bu çalışmada ullanılan veri seti Türiye İstatisti Kurumu (TUİK) tarafından yayınlanan sanayi ciro endesidir. Analiz edilece veriler TUİK veri tabanından 005:1 ve 014:1 arası dönemi apsayan aylı verilerdir ve 1 gözlemden oluşmatadır. Bu gözlem sayısı analizin etin gerçeleştirilmesi için yeterlidir. İl olara serilerin görsel incelemesi yapılmıştır. Bunun için yatay esende tarih ve diey esende endesin değerini gösterece şeilde serinin grafiği çizilmiştir. Bu grafiler, serinin 008 döneminde belirgin bir ırılma içerdiği yani rejim değiştirdiği yönündedir. Ayrıca grafi 1 de sunulan ii grafiten sol taraftai serinin mevsimselliten arındırılmamış halini ifade ederen, sağ taraftai serinin mevsimselliten arındırılmış halidir. Mevsimselliğin varlığında analizin gerçeleştirilmesinin bazı istatisel saıncaları olabilir. Bunlardan urtulma için mevsimselliten arındırılmış seri ile analiz gerçeleştirilmiştir. sbd.anadolu.edu.tr 65

6 Sanayi Setörü İş Hacminin Eonometri Analizi Rev Serisinin Grafiği Mevsimselliten Arındırılmış Rev Serisi Grafiği Grafi 1. Serinin Görünümü Kırılmayı diate almayan birim ö testler ile yapılan sonuçlar hem genişletilmiş Dicey- Fuller testinde hem de Philips- Perron testinde serinin birim ö içerdiği sonucunu ortaya oymatadır. Serinin ırılmayı diate alan Perron ve Zivot Andrews birim ö test sonuçları da ayını şeilde serinin birim ö içerdiği boş hipotezini abul etmetedir. Serinin birim ö içermesi durağan olmayan bir sürecin varlığını ortaya oyar. Yani ortaya çıaca herhangi bir şoun etileri alıcı olmatadır. Serinin durağan hale getirilmesi için gerçeleştirilmesi gereen işlem ise serinin farının alınmasıdır. Farı alınan seri için elde edilen test sonuçları da yine tablo 1 de sunulmatadır. Elde edilen sonuçlar serinin hem ırılmayı diate almayan hem de diate alan modellerde farında durağanlaştığı yönündedir. Sonuç olara sanayi ciro endesi serisi ilgili dönemde far durağan bir seridir. Tablo 1. Birim Kö Test Sonuçları Düzeylerinde Serinin Birim Kö Sınama Sonuçları Rev Serisi Birim Kö Sınaması Sonuçları ADF PP Perron Z A 1,63 1,63 4,57 4,53 Trendli ve Sabitli [ 3.44] [ 3.44] [ 5,59] [ 5,08] Sabitli 0,5 0,58 3,73 3,71 [,88] [,88] [ 5,3] [ 4,93] Farlarında Serinin Birim Kö Sınama Sonuçları Rev Serisi Birim Kö Sınaması Sonuçları ADF PP Perron Z A 11,55 11,55 13,58 1 Trendli ve Sabitli [ 3.16] [ 3.44] [ 5,59] [ 5,08] Sabitli 11,49 11,51 13,6 11,93 [,88] [,88] [ 5,3] [ 4,93] Köşeli parantez içindei değerler %5 anlam düzeyi riti değerleridir. 66

7 Cilt/Vol.: 16 - Sayı/No: (61-68) Sonuç Sanayi ciro endesi, setörün iş hacmini yansıtması baımından önemlidir. İş hacmini yansıtan sanayi setörü ciro endesi, ilgili setördei satışlar ve ürün fiyatları ile yaından ilişilidir. Bu ilişi setörün üretim mitarı haında çıarımda bulunulmasına yardımcı olur. Ayrıca ham madde ve emtia fiyatlarının etilerinin analiz edilmesine atı sağlar. Sanayi setörü ciro endesinin analiz edildiği bu çalışmada, bu serinin hem ırılmalı birim ö testlere göre hem de ırılmasız birim ö test sonuçlarına göre ilgili dönemde durağan olmadığı sonucuna ulaşılmıştır. Serinin durağan olmaması, ortaya çıan şoların etilerinin alıcı olduğunu göstermetedir. Bu sonuç farlı açılardan yorumlanabilir. Serinin durağan olmaması ve grafiği göz önüne alındığında bu endesin yuarı yönlü hareet ettiği görülmetedir. Yani endes ilgili dönemde pozitif yönde hareet etmetedir. Bu durum setördei üretimin ve satışların artmasından aynalanabileceği gibi ürün ve emtia fiyatlarındai artıştan da aynalanabilir. Bu ayrıştırmanın daha detaylı ortaya onulması ileri de yapılaca çalışmaların onusu olacatır. Sonuçta, çalışmada elde edilen bulgular sanayi setörü cirosunun uygulanaca politialar ile etilenebileceği anca bu etilerin daha ço üretim mitarında artışı sağlayaca politi uygulamalar olması eonomi performans ve refah açısından olumlu olacatır. Asi tadirde bu şolar sonucunda yaratılan etilerin sadece fiyat tarafından gelmesinin olumsuz etileri daha fazla olacatır. Kaynaça Alencar, A.P. & Rocha, F. M. M. (016). Forecasting Brazilian Industrial Prodcution Index with Level and Trend Change After Crisis and SARIMA Models. International Journal of Statistics & Economics, 17(1), -9. Apergis, N., Katrailidis, K. P. & Tanais, N. M. (000). Current Account Deficit Sustainability: The Case of Greece. Applied Economics Letters, 7 (9), Bayar, G. & Topunar, S. (014). Türiye İmalat Sanayi Alt Setörleri Üretiminin Belirleyicileri- Panel Veri Analizi. Business and Economics Research Journal, 5(1), Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi Bodo, G., Golinelli, R. & Parigi, G. (000). Forecasting Industrial Prodcution in the Euro Area. Empirical Economics, 5 (4), Byrne, J. P. & Perman, R. (006). Unit Root and Structural Breas: A Survey of the Literature. Erişim Tarihi: , Erişim Adresi: Chang, T., Chang, H., Chu, H. & Wei, C. (006). Is per capita Real GDP Stationary in African Countries? Evidence From Panel SURADF test, Applied Economics Letters, 13, Choi, I. & Chung, B. S. (1995). Sampling Frequency and Power of Tests for a Unit Root: A Simulation Study. Economics Letter, 49(), Davis, J. H. (004). An Anual Index of U.S. Industrial Production, The Quarterly Journal of Economics, 119(4), Dicey, D. A. & Fuller, W. A. (1979). Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with Unit Root. Journal of the Amrerican Statistical Association, 74 (366), Dicey, D. A. & Fuller, W. A. (1981). Lielihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit root. Econometrica. 49 (4), Enders, W. (004). Applied Econometric Time Series (Second Edition). Wiley. Esen, E. (014). Reel Çıtıdai Dalgalanmalar Geçici mi yosa Kalıcı mı? OECD Üleleri için Bir Panel Veri Analizi. Esişehir Osmangazi Üniversitesi İİBF Dergisi, 9 (), 7-3. Greasley, D. & Oxley, L. (1994). Structural Change and Unit Root Testing: British Industrial Production Applied Economics Letters, 1(3), Gujarati, D. N. (004). Basic Econometrics (Fourth Edition). The McGraw- Hill Companies. sbd.anadolu.edu.tr 67

8 Sanayi Setörü İş Hacminin Eonometri Analizi Güloğlu, B. & Ivrendi, M. (010). Output Fluctuations: Transitory or Permanent? The Case of Latin America. Applied Economics Letters, 17 (4), Hansen, B. E. (001). The New Econometrics of Structural Change: Dating Breas in U. S. Labor Productivity. Journal of Economics Persoectives, 15 (4), Holmes, M. J. (001). New Evidence on Real Exchange Rate Stationarity and Purchasing Power Parity in Less Developed Countries. Journal of Macroeconomics, 3 (4), Kanas, A. & Genius, M. (005). Regime (non)stationarity in the US/UK real Exchange Rate. Economics Letter, 87 (3), Lütepohl, H. & Kratzig, M. (004). Applied Time Series Econometrics. Cambridge University Press. Miron, J. A. & Romer, C. D. (1990). A New Monthly Index of Industrial Production, The Journal of Economic History, 50 (), Osborn, D. R., Heravi, S. & Birchenhall, C. R. (1999). Seasonal Unit Roots and Forecasts of Two Digit European Industrial Production. International Journal of Forecasting, 15(1), Perron, P. (1989). The Great Crash, the Oil Price Shoc, and the Unit Root Hypothesis. Econometrica, 57 (6), Perron, P. (1990). Testing for a Unit Root in a Time Series With a Changing Mean. Journal of Business & Economic Statistics, 8(), Philips, P. C. B. & Perron, P. (1988). Testing for a Unit Root in Time Series Regression. Biometria, 75, Picchetti, P. & Toledo, C. (00). Estimating and Interpreting a Common Stochastic Component for the Brazillian Industrial Production Index. Revista Brasileira de Economia, 56(1), Tein, K. & Adi, Y. (014). Mevsimsel Birim Kö Testleri: Türiye Sanayi Üretim Endesi Üzerine Bir Uygulama. Gazi Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 1(1), Vogelvang, B. (005). Econometrics: Theory and Applications with E-views. Pearson Edcuation. Wang, P. (003). Financial Econometrics: Methods and Models. Routledge. Wang, D. & Tome, W. G. (007). Commodity Prices and Unit Root Tests. American Joural of Agricultural Economics, 89(4), Zivot, E. & Andrews, D. W. K. (199). Further Evidence on the Great Crash, the Oil-Price Shoc, and the Unit Root Hypothesis. Journal of Business& Economic Statistics, 10(3),