AVRUPA BİRLİĞİ NE ÜYELİK SÜRECİNDE ETKİLİ FAKTÖRLERİN KOŞULLU LOJİSTİK REGRESYON MODELLERİ İLE DEĞERLENDİRİLMESİ

Transkript

1 Ekonometr ve İstatstk Sayı: İSTANBUL ÜNİVERSİTESİ İKTİSAT FAKÜLTESİ EKONOMETRİ VE İSTATİSTİK DERGİSİ AVRUPA BİRLİĞİ NE ÜYELİK SÜRECİNDE ETKİLİ FAKTÖRLERİN KOŞULLU LOJİSTİK REGRESYON MODELLERİ İLE DEĞERLENDİRİLMESİ Özet Yüksel Akay ÜNVAN * Gamze ÖZEL ** Bu çalışmanın amaçları Avrupa Brlğ (AB) üyelğn etkleyen faktörlern farklı eşleştrlmş durum-kontrol düzenler oluşturarak koşullu lojstk regresyon modeller le belrlenmes ve bu modellern karşılaştırılmasıdır. AB vertabanındak 2009 yılı verler kullanılarak (1:1), (1:m) ve (n:m) eşleştrlmş durum-kontrol düzenler oluşturulmuştur. AB ye üyelk sürecn açıklayan en y model belrlenmş ve bu modeln etknlk analz le modeln uyumu ncelenmştr. Daha sonra, her aday ülke çn AB ye üye ülke olması olasılığının sekz yıldan kısa sürmes olasılığı tahmn edlmştr. Elde edlen bulgulara göre, br ülkenn car hesap dengesnn AB ye üyelk üzernde etkl olduğu, İzlanda ve Hırvatstan ın sekz yıl çersnde AB üyes ülkeler olacağı, dğer aday ülkeler sekz yıldan uzun sürede AB üyes olacağı sonucuna ulaşılmıştır. Ayrıca (n:m) eşleme düzen le oluşturulan koşullu lojstk modeln AB üyelğ çn daha y sonuçlar verdğ görülmüştür. Anahtar Kelmeler: Eşleştrlmş Durum-Kontrol Düzenler, Koşullu Lojstk Regresyon Çözümlemes, Avrupa Brlğ, Car Hesap Denges. Jel Sınıflaması: C1, C35, C52 Abstract The ams of ths study are to nvestgate the factors effectng European Unon (EU) membershp usng the condtonal logstc regresson models by constructng dfferent matched case-control desgns and to compare the models. Usng data of 2009 n the EU database (1:1), (1:m) and (n:m) matchng desgns are consttuted. The best model explanng the EU membershp process s selected and nfluence analyss of ths model s gven. Then, the probablty of beng an EU member country wthn less than eght years s predcted for each canddate country. Accordng to our fndngs, t s seen that balance of current account s effectve on the EU membershp. Iceland and Croata wll be EU member countres wthn eght years and other canddate countres wll be the EU members more than eght years. Also, t s found that the condtonal logstc regresson model wth (n:m) matchng desgn gves better results for the EU membershp. Keywords: Matched Case-Control Desgns, Condtonal Logstc Regresson Analyss, European Unon, Balance of Current Account. Jel Classfcaton: C1, C35, C52 * Dr., Türkye İhracat ve Kred Bankası (Türk Exmbank), Kızılay, Ankara, E-Mal: aunvan@exmbank.gov.tr ** Öğr. Grv. Dr., Hacettepe Ünverstes, Fen Fakültes, İstatstk Bölümü, Ankara, E-Mal: gamzeozl@hacettepe.edu.tr

2 Ekonometr ve İstatstk Sayı: GİRİŞ AB, 1957 yılında kurulan, günümüzde yrm yed üye ülkeden oluşan ve toprakları büyük ölçüde Avrupa kıtasında bulunan syas ve ekonomk br örgütlenmedr yılında, Avrupa Brlğ Antlaşması olarak da blnen Maastrcht Antlaşması'nın yürürlüğe grmes sonucu, var olan Avrupa Ekonomk Topluluğu'na yen görev ve sorumluluk alanları yüklenmesyle kurulmuştur (Tatlıdl ve Cnel, 1993: 53-68). Kurucu ülkeler Almanya, Fransa, İtalya, Hollanda, Belçka ve Lüksemburg olan AB, günümüze dek altı genşleme geçrerek 27 üyel, 457 mlyondan fazla nsanı barındıran, değşk tarh ve kültür zengnlğne sahp büyük br brlk halne gelmştr. AB nn kuruluşundan tbaren başarılı br gelşm göstermes, başlangıçta topluluğa üye olmak stemeyen ülkelern de daha sonra üyelk başvurusunda bulunmalarına neden olmuştur. AB, halen genşleme kapısını üyelk çn syas ve ekonomk krterler yerne getreblecek herhang Avrupa ülkesne açık tutmaktadır. Ancak, AB ye tam üyelk başvurusunda bulunan adayların Maastrcht Anlaşması ve Kopenhag krterlern sağlaması gerekmektedr. Maastrcht Anlaşması, AB ye üye ülkelern ekonomk ve parasal brlğe katılablmeler çn gerekl şartları, Kopenhag krterler se AB ye tam üyelk koşullarının esaslarını belrlemektedr. 1993'te yürürlüğe gren Maastrcht Anlaşması nda üye ülke ekonomler arasındak farklılıkların gderleblmes çn bazı makro büyüklükler açısından yakınlaşma krterler tespt edlmştr. Maastrcht krterler arasında, üye ülkenn hükümet borçlarının GSYH sına oranının %60 ı geçmemes, üye ülkenn bütçe açığının GSYH sına oranının %3 ün altında olmasını kapsamaktadır. Kopenhag krterler se ekonomk, syas krterlere uyum ve topluluk müktesebatının benmsemesn çermektedr. Syas krterler, demokrasy, hukukun üstünlüğünü, nsan haklarını ve azınlık haklarını güvence altına alan stkrarlı kurumların varlığını; ekonomk krterler, şleyen ve aynı zamanda brlk çnde rekabetç baskılara ve dğer serbest pyasa güçlerne dayanablecek br serbest pyasa ekonomsnn varlığını kapsamaktadır. Topluluk müktesebatının benmsenmes se, syas, ekonomk ve parasal brlğn hedeflerne bağlı kalmak üzere, üyelk çn gerekl yükümlülükler yerne getreblme kapastesne sahp olmayı gerektrmektedr. 63

3 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. AB nn genşleme sürecnn esk ve yen üyeler üzerndek etkler üzerne Baldwn vd. (1997), Breuss (2002), Doyle ve Fdrmuc (2003) tarafından çalışmalar yapılmıştır. Brada ve Kutan (2001) tarafından aday ülkelern makro ekonomk performanslarının AB'ye üyelk sürec üzernde etks olduğu belrtlmştr. Ncolades (2003) tarafından yen üyelern AB de etkn olablmeler çn dkkate almaları gereken ekonomk faktörler üzernde durmuştur. Barysch (2003), beşnc genşlemenn AB üzernde olumlu etks olduğunu ancak yen üye olan ülkelern ekonomk durumları orta sevyede olduğu çn bu genşlemenn önemsz olduğunu belrtmştr. Oktay ve Özer n (2003) çalışmasında AB ülkelernn genşleme önces ve sonrası seçlen sosyal ve ekonomk göstergeler arasındak lşk tespt edlmştr. AB ye üye ülkeler le Türkye nn karşılaştırılması le lgl br çalışma da Flz ve Çemrek (2005) tarafından yapılmıştır. Hendrckx (2007), altıncı genşlemede Bulgarstan ve Romanya nın AB ye katılımının öneml olduğu ancak her k ülkenn de AB de etkn üyeler olablmes çn yardıma htyaç duyablecekler sonucuna ulaşılmıştır. Romanya nın Batı Balkan Ülkeler, Moldova, Ukrayna ve Karadenz arasında öneml br coğraf konuma sahp olması nedenyle AB üzernde olumlu etks olduğu Dragan (2007) tarafından belrtlmştr. Bu çalışmalar AB ye aday ülkelern kurum ve makro ekonomk poltkalarını AB nn aradığı koşullara uygun hale getrmelernn gerekllğn göstermektedr. AB nn genşleme sürecnn etkler üzerne brçok çalışma yapılmasına rağmen aday AB ye üyelk sürecne etk eden faktörlern bulunması ve bu faktörler yardımıyla aday ülkelernn üyelk zamanlarının belrlenmes üzerne herhang br çalışma bulunmamaktadır. Bu çalışmanın br amacı bu eksklğ gdermektr. Bu nedenle, çalışmada üç farklı eşleştrlmş durum-kontrol düzen le koşullu lojstk regresyon çözümlemes modeller elde edlmştr. Koşullu lojstk regresyon çözümlemes genellkle genetk çalışmalarda (Preffer ve Gal, 2001: ), yaşam analznde (Xang ve Langholz, 2003: ), tıbb çalışmalarda (Hughes vd., 2002: ) ve trafk kazalarının analznde (Tester vd., 2004: ) kullanılmamaktadır. Koşullu lojstk regresyon çözümlemes brçok alanda kullanılmasına rağmen AB le lgl çalışmalarda bu çözümlemeden yararlanılmamıştır. Bu yüzden çalışmanın dğer amacı da koşullu lojstk regresyon çözümlemesnn AB le lgl olarak br uygulamasını göstermektr. 64

4 Ekonometr ve İstatstk Sayı: Çalışmanın knc bölümünde koşullu lojstk regresyon çözümlemes ve eşleştrlmş durum-kontrol çalışmaları, koşullu lojstk regresyon çözümlemesnde etknlk analz açıklanmıştır. Üçüncü bölümde öncelkle AB, bağımlı ve bağımsız değşkenlern seçm üzernde durulmuştur. Daha sonra, AB ye üye olan ülkelern üyelk sürelernde etkl olan değşkenler belrleyeblmek çn eşleştrlmş durum-kontrol düzenler (matched case-control desgns) le koşullu lojstk regresyon modeller elde edlmştr. Eşleme düzenlerne bağlı olarak en y koşullu lojstk modeller karar verlerek AB ye aday ülkelern üyelk olasılıkları tahmn edlmştr. Çalışmada kullanılan modeln etknlk analz le elde edlen modeln uyumu ncelenmştr. Son olarak bulunan sonuçlar özetlenp yorumlanmıştır. 2. YÖNTEM 2.1. Eşleştrlmş Durum-Kontrol Çalışmaları İçn Koşullu Lojstk Regresyon Çözümlemes Lojstk regresyon çözümlemesnde gözlem sayısından daha fazla parametre çeren ver kümeler çn parametre tahmnnde en çok olablrlk yöntemnn kullanılması tutarsız ve yanlı tahmnlere, yanlış p-değerlerne ve güven aralıklarına neden olmaktadır. Bu durumda yeterl gözleme sahp olmayan ver kümeler çn koşullu (condtonal) lojstk regresyon çözümlemes terch edlmektedr. Eşleştrlmş durum-kontrol çalışmaları, eşleme le çftler oluşturularak yapılan çalışmalardır. Eşleştrlmş durum-kontrol çalışmalarında eşlenen her gözlem çftn göstermek çn br kukla (dummy) değşkenden yararlanılmaktadır. Ancak örneklem büyüklüğü arttıkça yalancı (nusance) parametre sayısı olan kukla değşken sayısı da artmaktadır. Örneğn, çalışmada 56 tane eşleştrlmş çft varsa, lojstk regresyon çözümlemesnde 55 tane kukla değşken modele eklenmektedr. Bu durumda klask lojstk regresyon le elde edlen en çok olablrlk tahmnler yanlı olmaktadır Bu nedenle, eşleştrlmş durum-kontrol çalışmalarında koşullu lojstk regresyon çözümlemesnn kullanılması daha uygundur. Bu çözümlemede kukla değşkenler koşullu olablrlk fonksyonu yardımıyla modelden elendğnden elde edlen koşullu en çok olablrlk tahmnler yansız olmaktadır (Hrj, 2006: ). 65

5 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Eşleştrlmş durum-kontrol çalışmalarında eşleştrlmş çftler, br gözlemn br örneklemden, dğer gözlem veya gözlemlern dğer örneklemden elde edldğ k örneklemden gelen ntel bağımlı değşkenlern karşılaştırılması çn kullanılmaktadır (Mandrekar ve Mandrekar, 2003: ). Eşleştrlmş çftler oluşturmak çn brey eşleme ve sıklık eşleme yapılmaktadır. Brey eşlemede, her br tabakada eşleme değşkenne bağlı olarak br durum br kontrol le eşlenrse (1:1) eşlemes, br durum brden çok kontrol le eşlenrse (1:m, m her durumla eşlenen kontrol sayısı) eşlemes söz konusudur. Sıklık eşlemede se, eşleme faktörüne bağlı olarak durumlardan oluşan br tabaka le kontrollerden oluşan tabaka eşlenmekte ve yapılan eşlemeye (n:m) eşlemes adı verlmektedr (Verkant vd., 2004: ). Koşullu lojstk regresyon çözümlemesnde seçlen eşleme değşkenne ve eşleme düzenne bağlı olarak bağımlı değşken her br durum çn 1 ve her br kontrol çn 0 değern almaktadır. Y 1, br duruma at bağımlı değşken, Y 2, br kontrole at bağımlı değşken olmak üzere, ( Y 1, Y 2 ), 1, 2,...,n,. gözlem çftn göstersn. Eşleştrlmş durum-kontrol çalışmalarında 0, 1 değerlern alan bağımlı değşkene etk eden p tane bağımsız değşken varsa model aşağıdak gbdr: log t P(Yt 1) 1x1t 2x 2t... px pt. (1) Burada x, t 1, 2 olmak üzere. çftn t. gözlem çn p. bağımsız değşkenn pt değern göstermektedr. Koşullu en çok olablrlk yaklaşımına göre, Eştlk (1) dek { j } ler tahmn edeblmek çn, { } lern yeterl statstkler üzerne koşul konularak olablrlkten elenmeler gerekmektedr. Buna göre, x x,...,x ) ve β,..., ) olmak üzere, t ( 1t pt ( 1 p Eştlk { } ler elemek çn yeterl statstkler olan { S y1 y2} üzerne koşul konulsun. S 0, çn (Y Y 0) 1 ve S 2 çn (Y Y 1) 1 dr. Y,Y ) n dağılımı P 1 2 P 1 2 ( 1 2 yanlızca S 1 çn (dğer br deyşle bağımlı değşkenn aldığı değerler brbrnden farklı se) β ya bağlıdır. Buna göre y y 1 çn, koşullu dağılım aşağıdak gb olur: S

6 Ekonometr ve İstatstk Sayı: P(Y 1 y 1,Y 2 y 2 S 1) [P(Y 1 P(Y 1,Y 2 1 y1, Y2 y2) 0) P(Y 0, Y 1 2, (2) 1)] P(Y 1 exp( x 2 β) 0,Y2 1 S 1), [exp( x β) exp( x β)] 1 2 P(Y 1 exp( x 1 β) 1, Y2 0 S 1). [exp( x β) exp( x β)] 1 2 S 1 üzerne koşul konulduğundan, eşleştrlmş çftlere at bleşk dağılımı aşağıdak gb elde edlr: S 1 exp( x 1 β) [exp( 1 ) exp( 2 )] x β x β y 1 exp( x 2 β) [exp( 1 ) exp( 2 )] x β x β y 2. (3) β nın koşullu olablrlk tahmn teratf br prosedür le Eştlk (3) tek koşullu olablrlğn logartmasının türev alınıp, sıfıra eştlenerek elde edlmektedr. Koşullu lojstk regresyon çözümlemesnde en y koşullu lojstk regresyon modelne karar vereblmek çn Akake blg krter (AIC) kullanılmaktadır. k, modeldek parametre sayısını, L olablrlk fonksyonu olmak üzere AIC aşağıdak gb hesaplanmaktadır: AIC 2k 2log(L). (4) Koşullu lojstk regresyon çözümlemesnde, klask lojstk regresyon çözümlemesne benzer olarak, olasılık tahmnler çn aşağıdak eştlkten yararlanılmaktadır: exp(x βˆ) Pˆ. (5) 1 exp(x βˆ) 67

7 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Burada, 0 Pˆ 1 ve β,..., ) nın parametre tahmn βˆ dır. Pˆ 0. 5 se, gözlem ( 1 p 0 grubuna, Pˆ 0. 5 se, gözlem 1 grubuna atanmaktadır Koşullu Lojstk Regresyon Çözümlemesnde Etknlk Analz Koşullu lojstk regresyon çözümlemesnde etknlk analz br gözlemn veya eşleştrlmş br kümenn model uyumu üzerndek etksn değerlendrmektedr. Etkn (nfluental) gözlem, koşullu lojstk modele at parametre tahmnler üzernde etks olan gözlem olarak tanımlanmaktadır (Cook ve Wesberg, 1982: ). Verkant vd. (2004) tarafından koşullu lojstk regresyon çözümlemesne lşkn bazı etknlk ölçüler aşağıdak gb elde edlmştr: Kaydırılmış olablrlk (Lkelhood Dsplacement, LD) statstğ, br gözlemn çalışmadan çıkarılmasının modeln uyumu üzerndek etksn ölçmektedr. Bu statstğn aldığı değerler dama poztftr ve aşağıdak gb tanımlanmaktadır: LD (L( β ˆ) L(ˆ β )). (6) 2 () Burada, β, px 1 boyutlu blnmeyen parametreler vektörü olmak üzere; βˆ, n tane gözlem üzernden β nın koşullu en çok olablrlk tahmn edcsdr. Herhang. gözlemn parametre tahmn üzerndek etks, βˆ nın olablrlğ le ˆβ () nn olablrlğ arasındak farkın k katı alınarak belrlenmektedr. Burada, ˆβ (),. gözlem çalışmadan çıkarıldıktan sonra ( n 1) gözlem üzernden elde edlen β nın koşullu en çok olablrlk tahmn edcsn göstermektedr. DFBETA statstğ Δ ˆ ), br gözlemn çalışmadan çıkarılmasının parametre ( tahmnler üzernde neden olduğu değşm gösteren br etknlk ölçüm vektörüdür. Bu statstk, ağırlıklandırılmış skor artıklarının br fonksyonudur ve aşağıdak gb hesaplanmaktadır: Δˆ Vˆ L. (7) 68

8 matrs ve Ekonometr ve İstatstk Sayı: Burada, Vˆ, koşullu lojstk modele lşkn βˆ nın tahmn edlen varyans-kovaryans L,. gözleme at skor artıklarının vektörüdür. DFBETA değer 0 dan büyük se, çıkarılan gözlemn βˆ üzernde poztf etksnn olduğu, dğer br deyşle, bu gözlemn modelde olmasının βˆ yı büyüttüğü, modelden çıkarılmasının βˆ yı küçülttüğü söyleneblr. Ayrıca DFBETA 2 olması güçlü br etknlğn göstergesdr (Petttt ve Bn Daud, 1989: ). LMAX statstğ, gözlemlern model uyumu üzerndek etksnn br ölçüsüdür. Aldığı değerler dama poztf olan bu statstk aşağıda verlen smetrk matrs yardımıyla hesaplanmaktadır: B LVL ˆ. (8) Burada, L matrsnn satırları L skor artık vektörlernden oluşmaktadır. Skor artıkları her br gözlemn parametre tahmnler üzerndek etksn belrlemek çn kullanılmaktadır. LMAX değer büyük olan gözlemler çalışmadan çıkartıldığında bu durumun parametre tahmnler üzerndek etks büyük olmaktadır. Gözlem uzaklığı (Leverage, h), k bağımsız değşkenn saçılım grafğnde her br noktanın ortalamaya olan uzaklığının br ölçüsüdür ve aşağıdak gb hesaplanmaktadır: h ˆ (x 1 x ) V (x x). (9) Burada h, 1, 2,..., n, şapka (hat) matrsnn köşegen elemanlarıdır. Bu matrs bağımsız değşkenler çnde aykırı gözlem uzaklık noktalarını tanımlamak çn kullanılmaktadır. h 0, 2 se, model le lgl br sorun olmadığı, 0,2 h 0, 5 çn modelde sorun olableceğ ve h 0, 5 se, modeln sorunlu olduğu söylenmektedr. Etk (Influence, INFL) statstğ, br gözlemn çalışmadan çıkartılmasına karşılık parametre tahmnlerndek değşm göstermekte ve aşağıdak gb hesaplanmaktadır: 69

9 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. INFL h 2 X. (10) 1 h Burada 2 X, br gözlemn modelden çıkarılması sonucu Pearson azalışı gösteren br etknlk ölçüsüdür. 2 statstğndek 3. BULGULAR Çalışmada bağımlı değşkenn belrleneblmes çn üye ülkelern AB ye grş süreler (yıl) dkkate alınmıştır. Br ülkenn AB ye grş süresn belrlemek çn Tablo 1 de AB ülkelern üyelk tarhler le tam üyelk başvuru tarhler verlmştr: Tablo 1: Ülkelern Tam Üyelk Başvuru, Müzakere Başlangıç Ve Üyelk Tarhler Ülke Tam Üyelk Müzakere Başvuru Tarh Başlangıç Tarh Üyelk Tarh Belçka Kurucu Çek Cumhuryet Danmarka Almanya Kurucu Estonya Yunanstan İspanya Fransa Kurucu İrlanda İtalya Kurucu Kıbrıs Letonya Ltvanya Lüksemburg Kurucu Macarstan Malta Hollanda Kurucu Avusturya Polonya Portekz Slovenya Slovakya Fnlandya İsveç İngltere

10 Ekonometr ve İstatstk Sayı: Bulgarstan Romanya Türkye Aday Hırvatstan Aday Esk Yugoslav Makedonya Cumhuryet Aday İzlanda Aday Kaynak: Eurostat (2010). Tablo 1 de verlen ülkelern üyelk tarhler le tam üyelk başvuru tarhler arasındak farkın sıklık dağılımına bağlı olarak 12 ülkenn üyelk süresnn sekz yıl veya daha uzun, 15 ülkenn üyelk süresnn se sekz yıldan kısa sürdüğüne karar verlmştr. AB ye üyelk süres sekz yıldan kısa ülkeler durum, sekz yıl veya daha uzun ülkeler kontrol olarak alınmış ve. üye ülke çn, ( 1,2,...,n ), bağımlı değşkenn aldığı değerler 1 (üyelk süres sekz yıldan kısa), Y 2 0 (üyelk süres sekz yıl veya daha uzun) bçmnde tanımlanmıştır. Sekz yıl alınmasının dğer br neden, yapılan br araştırmaya göre, ülkelern müzakerelernn ortalama olarak sekz yıl sürmesdr (Archck ve Km, 2008: 1-6). Y 1 Bağımsız değşkenlern seçm yapılırken değşkenlern Kopenhag krter ve Maastrcht Anlaşması nda belrtlen maddelere uygun olmasına dkkat edlmştr. Doğrusal bağımlılık nedenyle yüksek lşkl bağımsız değşkenler çalışmadan çıkarılmış ve 38 bağımsız değşken çalışma kapsamına alınmıştır. Seçlen değşkenler tarım, ekonom ve fnans, eğtm, sağlık, şgücü, yaşam kaltes, nüfus, kamu harcamalarına verlen öncelk ve tcaret olarak gruplanmıştır. Kullanılan bağımsız değşkenlere at temel statstkler Tablo 2 de özetlenmştr: Tablo 2: Bağımsız Değşken Tanımları ve Temel İstatstkler Grup Kod Tanım Ortalama Std.Sapma X 1 İsthdamda tarımsal nüfusun oranı (%) X 2 GSYH da tarımın payı (%) X 3 Ekleblr alanların toplam alana oranı (%) X 4 GSYH (trlyon $) X 5 Kş başına düşen GSYH ($) 29,900 11,773 X 6 Mll gelr (mlyar $) 354, ,660 X 7 Kş başına düşen mll gelr ($) 16,811 11,553 Tarım Ekonom ve Fnans X 8 Satınalma gücü partes olarak kş başına düşen GSYH (AB-27 = 100) X 9 Enflasyon oranı (%)

11 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Eğtm Sağlık İşgücü Pazarı Yaşam Kaltes X 10 Verg oranı (%) X 11 Hükümet borcu (GSYH dak yüzdes) X 12 Kamu denges (GSYH dak yüzdes) X 13 Toplam yatırım (GSYH dak yüzdes) X 14 Net yabancı sermaye yatırım gelr (Euro mn) X 15 İlköğretmde öğrenc/öğretmen oranı (%) X 16 Ortalama eğtm süres (yıl) 17 1 X yaş ve üzerndek nüfusun okuryazarlık oranı (%) X 18 Kadın okuryazarlık oranı (%) X kşye düşen doktor sayısı X 20 Kızamık aşısı olan br yaşındak çocuk oranı (%) X 21 Doğumda yaşam beklents (yıl) 76 3 X 22 Beş yaş altı ölüm oranı (her 1000 canlı doğumda) X 23 İsthdamda tarımsal nüfusun oranı (%) X yaş ve üzer kadınların sthdam oranı (%) X 25 Uzun dönem şszlk oranı (%) X 26 İşszlk oranı (%) X 27 İnsan gelşme ndeks X 28 En fakr %10 çnde gelr/tüketm oranı (%) Nüfus Kamu Harcamaları X yaş ve altı nüfusun toplam çndek oranı (%) X yaş ve üzer nüfusun toplam çndek oranı (%) X 31 Toplam doğurganlık hızı X 32 Kamu eğtm harcamalarının GSYH dak yüzdes (%) X 33 Kamu sağlık harcamalarının GSYH dak yüzdes (%) X 34 İnsan kaynaklarına yapılan toplam harcamanın GSYH dak yüzdes (%) X 35 Mal ve hzmet hracatının GSYH dak yüzdes (%) X 36 Mal ve hzmet thalatının GSYH dak yüzdes (%) X 37 Car hesap dengesnn GSYH dak yüzdes (%) X 38 İhracat (trlyon $) Kaynaklar: Eurostat (2009), Worldbank (2009), UNDP (2009). Tcaret Tablo 2 de verlen bağımsız değşkenlern br ülkenn var olan durumunu yansıtacağı ve AB ye üyelk sürecnde de etkl olableceğ düşünülmüştür. Örneğn, GSYH ( X 4 ) ve kş başına düşen GSYH ( X 5 ), br ülkedek refah düzey ve üretkenlk durumunu gösteren değşkenlerdr. Bu değşkenler, AB ye üye ve aday ülkelern yaşam standartlarının br gösterges olarak kullanılablr (Woodward, 1992: ). AB üyes ülkeler ncelendğnde, 2009 yılında Lüksemburg ve İrlanda nın en yüksek; Romanya ve Bulgarstan ın en düşük GSYH ve kş başına düşen GSYH ya sahp olduğu görülmüştür. Analz sonucunda se bu 72

12 Ekonometr ve İstatstk Sayı: değşkenlere at şaretlern poztf olacağı, dğer br deyşle, GSYH ve kş başına düşen GSYH arttıkça AB ye üyelk süresnn kısalacağı beklenmektedr. Br ülkede fyat stkrarını sağlamak ve sürdürmek ekonomk ve sosyal gelşmey sağlayan temellerden brdr. Yüksek enflasyon, breylern satın alma gücünü azaltarak geçm sıkıntısına ve yaşam kaltesnn düşmesne yol açmaktadır. Bu nedenle enflasyon oranı ( X 9 ) değşkennn AB ye üyelk süresnn belrlenmesnde öneml br değşken olableceğ düşünülmektedr (Coughln vd., 1991: ) yılında en yüksek enflasyon oranı Letonya ya (%6.8) ve en düşük enflasyon oranı Hollanda ya (%1.4) attr. Hükümet borcu ( X11 ) br ülkedek hükümetn kend kaynaklarıyla faalyetlern fnanse etme yeteneğnn br ölçüsüdür. Ülkenn hükümet borcu arttıkça borç ger ödeme sorunları yaşamaya olasılığı yüksektr (Lequller, 2007). Maastrcht krterne göre, hükümet borcunun GSYH'ya oranının %60 ın altında kalması gerekmektedr dönemnde çok sayıdak güçlü gderek artan borçları sonucu AB üyes ülkelern ortalama hükümet borcu artış göstermştr. Eurostat verlerne dayanarak 2009 yılında en düşük hükümet borcu (GSYH ın %6 sı) Lüksemburg a ve en yüksel hükümet borcu (GSYH ın %106.8 ) İtalya ya attr. Yüksek hükümet borcunun AB ye üyelk süresn uzatableceğ düşünüldüğünden analz sonrasında bu değşkenn negatf şaretl olması beklenmektedr. İşszlk oranı ( X 26 ) değşkennn AB ye üyelk sürecnde negatf yönde etks olduğu düşünülmektedr. Eurostat verlerne göre 2009 yılında, en düşük şszlk oranı Hollanda da (% 2.9) ve en yüksek şszlk oranı Slovakya dadır (% 10.4). Car hesap denges ( X 37 ), br ülkenn tasarruf düzey le yatırım düzey arasındak dengenn br ölçüsüdür yılında brçok yen Orta ve Doğu AB üyes ülke car hesap açığı vermştr yılında Letonya da car hesap denges (GSYH yüzdes olarak) -%22,3; Bulgarstan da -%15,7; Estonya da -%15,5 ken, en yüksek değer Lüksemburg a (%10.3) attr. Analz sonucunda bu değşkenn şaretnn poztf olması beklenmektedr (Herrman ve Jochem, 2005). 73

13 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Bu çalışmada, ver kümesndek gözlem sayısı az olduğundan eşleştrlmş durumkontrol düzenler çn koşullu lojstk regresyon çözümlemesnn kullanılmasına karar verlmştr. Bu nedenle, durum ve kontrollern brbrler le eşlenmes çn br eşleme değşkennn belrlenmes gerekmektedr. Bebek ölüm oranı, yaşam kaltes, doğum oranı, kş başına düşen GSYH, sağlık olanakları ve kültürel özellkler gb br ülkenn brçok karaterstğ le lgl olduğundan, bu değşken eşleme değşken olarak kullanılmıştır. Buna göre elde edlen eşleme düzenler ve bağımlı değşkenlern aldığı değerler Tablo 3 te verlmştr: Tablo 3: Eşleme Düzenler (1:1) Eşleme Düzen (1:m) Eşleme Düzen (n:m) Eşleme Düzen Ülke Tabaka Y Ülke Tabaka Y Ülke Y İspanya 0 Lüksemburg 1 Belçka 1 1 Lüksemburg 1 İspanya 1 0 Çek Cum. 0 Slovenya 0 Portekz 0 Danmarka 1 2 Danmarka 1 Hollanda 1 Almanya 1 Portekz 0 Slovenya 2 0 Estonya 0 3 İsveç 1 Malta 0 Yunanstan 1 Malta 0 Belçka 1 İspanya 0 4 İngltere 1 Kıbrıs 3 0 Fransa 1 Çek Cum. 0 Çek Cum. 0 İrlanda 1 5 Fnlandya 1 Almanya 1 İtalya 1 Macarstan 0 Macarstan 4 0 Kıbrıs 0 6 Avusturya 1 Polonya 0 Letonya 0 Estonya 0 Fransa 1 Ltvanya 0 7 Hollanda 1 Estonya 5 0 Lüksemburg 1 Polonya 0 Slovakya 0 Macarstan 0 8 Belçka 1 İtalya 1 Malta 0 Slovakya 0 Ltvanya 6 0 Hollanda 1 9 Almanya 1 Letonya 0 Avusturya 1 Ltvanya 0 İrlanda 1 Polonya 0 10 Fransa 1 Bulgarstan 7 0 Portekz 0 Letonya 11 0 Romanya 0 Slovenya 0 İtalya 1 Slovakya 0 Kıbrıs 0 Fnlandya 1 12 Yunanstan 1 İsveç 1 Romanya 0 İngltere 1 13 İrlanda 1 Bulgarstan 0 Romanya 0 74

14 Ekonometr ve İstatstk Sayı: Tablo 3 te görüldüğü gb, (1:1) eşleme düzennde eşt sayıda gözlem olması gerektğnden, bazı gözlemler eşlenememş ve çalışmadan çıkarılmıştır. Bu durum eşt sayıda gözlem olmadığında (1:1) eşleme düzennn br dezavantajıdır (Verkant vd., 2004: ). Romanya nın bebek ölüm oranı dğer üye ülkelern bebek ölüm oranlarından farklı olduğundan, (1:1) eşleme düzen çn Romanya çalışmadan çıkarılmış ve 13 eşleştrlmş çft elde edlmştr. (1:1) eşleme düzenne benzer olarak, (1:m) eşleme düzennde Avusturya, Fnlandya, İngltere, İsveç, Danmarka, Yunanstan çalışmadan çıkarılmış ve yed tabaka oluşturulmuştur. (n:m) eşleme düzennde tabaka sayısı belrlemeye gerek olmadığından, tüm ülkeler kullanılmıştır. Çalışmadan gözlem çıkarılmasına gerek kalmadan tüm gözlemler kullanılabldğ çn (n:m) eşleme düzennn bu çalışma çn daha uygun br eşleme düzen olduğu söyleneblr. AB üyelğne etk eden faktörler ve bu faktörler çeren modellere at 2log(L) ve AIC değerler ve modellern H 0 : Model anlamsızdır. bçmndek yokluk hpotezlerne at p- değerler Tablo 4 te verlmştr: Tablo 4: Model Uyum İstatstkler Model Eşleme Düzen Değşken -2log(L) AIC p-değer 1 (1:1) Hükümet borcu < (1:1) Net yabancı sermaye yatırım gelr < (1:1) Uzun dönem şszlk oranı (1:1) Mll gelr (1:1) Enflasyon oranı (1:1) Car hesap denges (1:m) Hükümet borcu < (1:m) İhracat (1:m) Doğumda yaşam beklents (1:m) Car hesap denges (n:m) Car hesap denges < (n:m) Enflasyon oranı < (n:m) Satınalma gücü partes olarak kş <0.001 başına düşen GSYH 14 (n:m) Kş başına düşen mll gelr (n:m) Kş başına düşen GSYH (n:m) Mll gelr Tablo 4 ncelendğnde, (1:1) eşleme düzennde altı modeln, (1:m) eşleme düzennde dört modeln ve (n:m) eşleme düzennde altı modeln öneml olduğu %95 güven düzeynde görülmüştür. Modellern AIC ve 2log(L) değerler ncelendğnde, (1:1) eşleme düzen çn 75

15 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Model 1 n AIC ve 2log(L) değerler Model 2-6 dan daha düşük olduğundan Model 1 e at koşullu en çok olablrlk tahmn üzernde durulmuştur. Benzer bçmde (1:m) eşleme düzen çn Model 7 nn AIC ve 2log(L) değerler Model 8-10 dan; (n:m) eşleme düzen çn Model 11 n AIC ve 2log(L) değerler Model dan daha düşük olduğu belrlenmştr. Bu nedenle Model 1, Model 7 ve Model 11 e at koşullu en çok olablrlk tahmnler Tablo 5 te verlmştr: Tablo 5: Koşullu Lojstk Modellere At Koşullu En Çok Olablrlk Tahmnler Model Eşleme Parametre Tahmn Modeldek Değşken Düzen (Standart Hata) 1 (1:1) Hükümet borcu (X 11 ) * (0.020) 7 (1:m) Hükümet borcu (X 11 ) ** (0.019) 11 (n:m) Car hesap denges (X 37 ) ** (0.062) Not 1. * ve ** sırasıyla %5 ve %10 yanılma düzeylern göstermektedr. 2. { } lere at parametre kestrmler koşullu olablrlk yaklaşımı nedenyle modellerden elendğ çn hesaplanmamaktadır. Tablo 5 te elde edlen sonuçlara göre, ekonom ve tcaret le lgl değşkenlern AB üyelğ üzernde etkl olduğu görülmektedr. Beklendğ gb, hükümet borcunun AB üyelğ üzernde negatf yönde etkl olduğu görülmüştür. Model 1 ve Model 7 ye dayanarak aday ülkelern hükümet borcunu azaltacak önlemler alması gerektğ söyleneblr. Oktay ve Özer (2003) tarafından ülkelern hükümet borcunu ödeme güçler fnansal sstemn gelşmşlğne bağlı olduğu, fnansal gücü yüksek ülkelern AB ye üyelk süresnn daha kısa olacağı belrtlmştr. Hükümet borcu, enflasyon oranının artmasından hükümetn dğer brmlernn fnansal performanslarına kadar brçok faktöre etk ettğnden AB üyelğ üzernde etkl olduğu söyleneblr. Ayrıca Maastrcht krterler arasında yer alan üye ülkenn hükümet borcunun GSYH sına oranının %60 ı geçmemes koşulu da bu değşkenn önemllğnn dğer br göstergesdr. Model 11 e göre, car hesap dengesnn AB ye üyelk üzernde poztf yönde etks olduğu ve br ülkenn car hesap dengesnn y olmasının AB ye üyelk olasılığını arttırdığı %10 yanılma düzeynde söyleneblr. Bu durum car hesap dengesnn ülkenn refah düzeynden, pyasa ekonomsne ve rekabet baskısına kadar brçok faktörle lşkl olmasındandır. Ülkelern uluslararası ekonomk ve mal alandak tbarının br değerlendrmes olarak ele alınan car hesap denges, gelşmekte olan ülkeler başta olmak 76

16 Ekonometr ve İstatstk Sayı: üzere tüm ülkelern dış ülkelerle olan lşklernde öneml br ekonomk br göstergedr. Saatçoğlu (2005) tarafından Dünya Bankası ve IMF gb kuruluşların kred çn başvuran ülkelern ve AB nn aday ülkelern car hesap denges üzernde ttzlkle durduğu belrtlmştr. Bu çalışmada elde edlen sonuçlar AB ne üyelk le lgl öncek çalışmalara paralellk göstermektedr. Çarıkçı (2009) tarafından AB ye üye olacak ülkelern makroekonomk stkrar ve öngörüleblrlğn korunması çn yeterl önlemlern alınması amacıyla uygun malye ve para poltkalarının uygulanmasının öneml olduğunu sonucuna ulaşılmıştır. Çalışmada son dönemde hükümet borcu artan Yunanstan, Portekz ve İspanya örneklernden sonra AB ye aday ülkelern car hesap dengelernn ve hükümet borçlarının daha ttzlkle ncelendğ belrtlmştr. Flz ve Çemrek (2005) tarafından AB ülkelerndek güçlü thalat artışının ve bundan dolayı yükselen dış tcaret açığının car hesap dengesnn bozulmasının temel nedenlernden olduğu ve bu durumun AB ye aday ülkelern üyelk süresnde etkl br faktör olacağı sonucuna ulaşılmıştır. Peker ve Hotonluoğlu (2009) tarafından car hesap dengesnn br taraftan tasarruf yatırım oranı, mal denge durumu ve ekonomk büyümenn öneml faktörler olan özel tasarruflarla lşkl ken, dğer taraftan ulusal pyasaların uluslar arası pyasalarla yaptığı mal ve hzmet gösteren hracat ve thalat arasındak farkı da çerdğn belrtlmştr. Bu nedenle, bu çalışmada kurulan modelde AB ye üyelk süres üzernde tek br değşkenn etks olduğu belrlense de, bu değşkenn brçok faktörle lşkl olması bulunan değşkenn tek başına yeterl olableceğnn de br göstergesdr. Ayrıca, Peker ve Hotonluoğlu (2009) nun çalışmasında car şlemler hesabında ortaya çıkması beklenen muhtemel br dengeszlğn poltk karar alıcıları ve AB ye üyelk sürecn de yakından etkleyebleceğ de belrtlmştr. Tablo 5 ten yararlanarak (1:1), (1:m) ve (n:m) eşleme düzenler le elde edlen en küçük AIC değerl Model 1, Model 7 ve Model 11 e at koşullu lojstk modeller sırasıyla aşağıdak gb yazılablr: log t log t log t P(Yt 1) 0.033x 11 t, (11) P(Yt 1) 0.032x 11 t, (12) P(Yt 1) 0.103x 37 t. (13) 77

17 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Aday ülkelern AB ye sekz yıldan kısa sürede üye olma olasılıkları Eştlk (5) kullanılarak elde edlmş ve sonuçlar Tablo 6 da özetlenmştr: Tablo 6: Aday Ülkelern Üyelk Olasılıklarına At Tahmn Değerler Aday ülke (1:1) (1:m) (n:m) Hırvatstan EYMC Türkye İzlanda Not: Makedonya Cumhuryet AB tarafından Esk Yugoslav Makedonya Cumhuryet (EYMC) olarak tanınmıştır. Tablo 6 da da görüldüğü gb, (1:1) ve (1:m) eşleme düzenne at sonuçlar brbrne benzerlk göstermektedr. Buna göre Hırvatstan ın lk sırada, Türkye nn knc, İzlanda nın üçüncü ve EYMC nn dördüncü sırada yer aldığı görülmektedr. EYMC nn AB ye üyelk süresnn olasılık değerler 0.5 ten büyük olduğu çn sekz yıl ya da daha uzun süreceğ, dğer ülkelern se sekz yıldan daha az zamanda üye olacakları söyleneblr. (n:m) eşleme düzen le elde edlen sonuçlara göre se, İzlanda brnc; Hırvatstan knc; EYMC üçüncü ve Türkye dördüncü sırada yer almıştır. Buna göre, İzlanda ve Hırvatstan a at AB ye sekz yıl çersnde üye olacakları sonucuna ulaşılmıştır. En küçük AIC değer (n:m) eşlemes le edlen Model 11 e at olduğu çn olasılık değerler değerlendrldğnde, bu sonuçların AB aday ülke lerleme raporlarına da paralellk gösterdğ görülmüştür. Avrupa ortak pazarına ve Schengen ortak vze bölgesne dâhl olması nedenyle AB müktesebatının %60'ına uyum gösteren İzlanda'nın katılım müzakerelernn br yıl sürmes ve üyelğn 2013 yılında Hırvatstan'la eşzamanlı gerçekleşmes öngörülmektedr 1. Hırvatstan a at 2009 yılındak lerleme raporunda ülkenn 2013 yılında üye olableceğ belrtlmştr 2. EYMC ye at 2009 yılı lerleme raporuna göre, 2018 yılından sonra üye olableceğ düşünülen ülkenn öncelkle Yunanstan le ülkenn sm (Makedonya) konusunda grdğ tartışmayı sonlandırması stenmektedr 3. Gerek AB yetkller gerek Makedonya yetkllernn vardığı ortak kanı Makedonya nın Avrupa Brlğ le bütünleşmesnn uzun br zaman alacağıdır. 1 Bkz. AB Komsyonu İzlanda 2009 İlerleme Raporu 2 Bkz. AB Komsyonu Hırvatstan 2009 İlerleme Raporu 3 Bkz. AB Komsyonu EYMC 2009 İlerleme Raporu 78

18 Ekonometr ve İstatstk Sayı: Türkye 1959 yılında bu topluluğun br parçası olmak çn başvuruda bulunmuştur. 12 Eylül 1963 tarhnde mzalanan Ankara Antlaşması Türkye le lk kurulduğunda adı Avrupa Ekonomk Toplumu (AET) olan AB arasında br ortaklık çatısı oluşturmuştur. 12 Eylül 1980 Darbes nedenyle AB le Türkye arasındak lşkler donmuştur. 14 Nsan 1987 tarhnde Türkye resmen tam üyelk başvurusunda bulunmuştur. AB le bütünleşmenn lk aşaması olarak Türkye 1 Ocak 1996 tarhnde AB le Gümrük Brlğ'ne grmştr. 2000'l yıllarda Türkye'nn AB katılma sürecnde br hızlanma gözlenmştr. 17 Aralık 2004 tarhnde AB ülkeler Türkye'nn katılma müzakerelernn 3 Ekm 2005 tarhnde başlamasına karar vermştr 4. Şu an 2018 yılı Türkye'nn AB'ye katılableceğ en erken tarh olarak gözükmektedr. Ancak müzakerelern 2021 yılına kadar sürmes htmal de mevcuttur. Koşullu lojstk modeller arasında en küçük AIC değer Model 11 e at olduğundan, bu model çn etknlk ölçüler Tablo 7 dek gb elde edlmştr: Tablo 7: Model 11 çn Etknlk Ölçüler LD INFL LMAX DFBETA h 329, ,633 3,4397-3,1800 0,0159 Tablo 7 de verlen değerlere DFBETA değer 2 den büyük olduğu çn Model 11 n etknlğnn güçlü olduğu söyleneblr. Ayrıca gözlem uzaklığı (h) değer 0,5 ten küçük olduğu çn Model 11 le lgl br sorunun olmadığı söyleneblr. Ayrıca gözlemler dkkate alındığında LD le INFL statstklernn saçılım grafğ Grafk 1.a da ve LMAX le INFL statstklernn saçılım grafğ Grafk 1.b de verlmştr: Grafk 1.a. Kaydırılmış Olablrlk İstatstğ (LD) le Etk İstatstğnn (INFL) Çzm Grafk 1.b. LMAX İstatstğ le Etk İstatstğnn (INFL) Çzm 4 Bkz. AB Komsyonu Türkye 2009 İlerleme Raporu 79

19 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. Grafk 1.a. ve Şekl 1.b. ncelendğnde LD ve INFL statstkler le, LMAX ve INFL statstkler arasındak lşknn yüksek olduğu söyleneblr. Bu durum kullanılan modeln uyumunun y olduğunun br göstergesdr. Etknlk analz ölçüler arasındak bu benzerlkler etknlk ölçülernn koşullu lojstk regresyon modelnn uyumunun ncelenmesnde geçerl br yöntem olduğunu göstermektedr. 4. SONUÇ İlk kurulduğunda hedef br ekonomk ortak pazar yaratmak olan AB, yen üye kabul ederken aday ülkenn AB standartlarına belrl sevyede sahp olmasına ve belrtlen syas ve ekonomk krterler sağlamasına önem göstermektedr. her geçen gün daha çok alanda ortak mevzuatın ve uygulamanın oluştuğu AB müktesebatının korunması ve bütünleşme sürecnde ger adım atılmaması AB nn temel öncelğdr. Bu yüzden AB'nn gelşmne paralel olarak genşleme poltkası ve üyelk koşuları da değşmş, üyelğn getrdğ sorumluluklar arttıkça, yen üye olacak ülkelern önündek engeller yükseltlmştr. Bu çalışmada ekonom ve fnans, tcaret, sağlık, eğtm, tarım, kamu harcamalarına öncelk ve yaşam kaltes gb krterler dkkate alınarak AB ye üyelk üzernde etks olduğu düşünülen faktörler tespt edlmştr. Bu amaçla az sayıda gözleme sahp ver kümeler çn terch edlen koşullu lojstk regresyon çözümlemes kullanılarak eşleştrlmş durum-kontrol le modeller elde edlmştr. Bu modeller arasından seçlen en y model, tüm ülkelern çalışmaya katılmasına olanak sağlayan (n:m) eşleme düzen le oluşturulan ve car hesap dengesnn AB ye üyelk üzernde poztf etks olduğunu gösteren modeldr. Son yıllarda Yunanstan, Portekz ve İspanya gb ülkelerde meydana gelen makroekonomk krzler br ülkedek car hesap dengesnn öneml olduğunu göstermştr. Çünkü car hesap denges, ekonomk krzlern anlaşılması ve çözümlenmes çn gelştrlecek poltkalarda ve ekonomk performansın belrlenmesnde öneml br gösterge ntelğndedr. Bu nedenle bu değşkenn AB ye üyelk sürec üzernde de etkl br değşken olarak elde edlmes çalışmadak bulguların doğruluğunu yansıtmaktadır. Car hesap dengesn çeren model dkkate alınarak ülkemzn de aralarında olduğu aday ülkeler çn üyelk süres olasılıkları elde edlmştr. İzlanda ve Hırvatstan ın sekz yıl çnde AB ye üye olacağı, dğer aday ülkeler çn se, bu sürenn sekz yıldan uzun süreceğ 80

20 Ekonometr ve İstatstk Sayı: sonucuna ulaşılmıştır. Ayrıca çalışma sonunda yapılan etknlk analzne göre de, kullanılan modeln AB vers le uyumunun yüksek olduğu sonucuna ulaşılmıştır. KAYNAKÇA Archck, K. ve Km, J., (2008), European Unon Enlargement, CRS Report for Congress, 1-6. Baldwn, R. E., Francos, Joseph F. ve Portes, R. (1997) The Costs and Benefts of Eastern Enlargement: The Impact on the EU and Central Europe, Economc Polcy, 24, Barysch, K. (2003), Does Enlargement Matter for the EU Economy?, Centre For European Reform, Polcy Bref, 1-6. Breuss, F. (2002), Benefts and Dangers of EU Enlargement, Emprca, 29 (3), Cook, R. D., Wesberg, S., (1982), Resduals and Influence n Regresson, Chapman and Hall, London. Coughln, C., Terza, J. ve Vachra A. (1991), State Characterstcs and the Locaton of Foregn Drect Investment wthn the Unted States, The Revew of Economcs and Statstcs, 73 (4), Çarıkçı, E., (2009), AB le Müzakereler ve Beklentler, Internet Adres: Erşm Tarh: Doyle, O. ve Fdrmuc, J. (2003), Who Is n Favor of Enlargement? Determnants of Support for EU Membershp n the Canddate Countres Referenda, ZEI/WDI Conference on Poltcal Economy of Transton: Job Creaton and Job Destructon, Bonn, Dragan, G. (2007), Romana s Accesson to EU: Challenges and Opportuntes, EUIJ Workshop: EU Enlargement and Its Economc Impacts on Transtonal Countres, European Commsson, (2009), Croata 2009 Progress Report, Enlargement Strategy and Man Challenges , European Commsson, (2009), The Former Yugoslav Republc of Macedona 2009 Progress Report, Enlargement Strategy and Man Challenges , European Commsson, (2009), Iceland 2009 Progress Report, Enlargement Strategy and Man Challenges ,

21 Avr. Br. Üye. Sür. Etk. Fak. Koş. Loj. Reg. Mod. İle Değ. European Commsson, (2009), Turkey 2009 Progress Report, Enlargement Strategy and Man Challenges , Eurostat, (2009). Statstcal Data, Internet Adres: Erşm Tarh: Eurostat, (2010). Statstcal Data, Internet Adres: Erşm Tarh: Flz, Z. ve Çemrek, F., (2005), Avrupa Brlğ ne Üye Ülkeler le Türkye'nn Karşılaştırılması, VII. Ulusal Ekonometr ve İstatstk Sempozyumu, İstanbul. Hendrckx, L. (2007), From EU25 to EU27: Opportuntes and Challenges Ahead for SMEs, Internet Adres: Erşm Tarh: Hermann, S. and Johem, A. (2005), Determnants of Current Account Developments n The Central and East European EU Member States Consequences for the Enlargement of The Euro Area, Deutsche Bundesbank Dscusson Papers Seres (1): Economc Studes, No: 32. Hrj, K. (2006), Exact Analyss of Dscrete Data. Chapman & Hall/CRC, Boca Raton. Hughes, T. L., Howard, M. J. Ve Henry, D., (2002), Nurses Use of Alcohol and Other Drugs: Fndngs from a Natonal Probablty Sample, Substance Use and Msuse, 37(11), Lequller, F. (2009), General Government Accounts: the European Experence, Internet Adres: Erşm Tarh: Mandrekar, J. ve Mandrekar, S. J., (2003), An Introducton to Matchng and Its Applcatons Usng SAS, SUGI report, Mayo Clnc, Rochester, MN, Ncolades, P. (2003), The Applcaton of EU Competton Rules to Servces of General Economc Interest: How to Reduce Compettve Dstortons: Competton Polcy n Europe, Sprnger Verlag, Berln. Oktay, E., Özer, H. (2003), Genşlemenn Avrupa Brlğnn Bazı Sosyal ve Ekonomk Göstergeler Arasındak İlşkye Etks, VI. Ulusal Ekonometr ve İstatstk Sempozyumu, Gaz Ünverstes, Ankara. Peker, O. ve Hotonluoglu, H. (2009), Türkye de Car Açığın Nedenlernn Ekonometrk Analz, Anadolu Ünverstes İktsad ve İdar Blmler Dergs, 23, 3,

22 Ekonometr ve İstatstk Sayı: Petttt, A. N. ve Bn Daud I., (1989), Case-Weghted Measures of Influence for Proportonal Hazards Regresson, Appled Statstcs, 38, Pfeffer, R. M. ve Gal, M. H., (2001), Inference for Covarates that Accounts for Ascertanment and Random Genetc Effects n Famly Sudes, Bometrka, 88, Saatçoğlu, C., (2005), Türkye Ekonomsndek Enflasyonst Sürecn İncelenmesne Yönelk Br Uygulama, METU Studes n Development, 32, Tatlıdl, H. ve Cnel, O., (1997), Türkye nn AT ye Üyelğ ve Beşer Kalkınma Durumu, Hazne Dergs, 6, Tester, J. M., Rutherford, G. W., Wald, Z. Ve Rutherford, M. W., (2004), A Matched Case Control Study Evaluatng the Effectveness of Speed Humps n Reducng Chld UNDP, (2009), Human Development Report Xang, A.H. ve Langholz B., (2003), Robust varance estmaton for rate rato parameter estmates from ndvdually matched case-control data, Bometrka, 90, Verkant, R. A., Therneau, T. M., Kosanke J. L. ve Naessens, J. M., (2004), A SAS Macro to Analyze Data from a Matched or Fnely Stratfed Case-Control Desgn, SUGI report, paper 285, Mayo Clnc, Rochester, MN. WorldBank, (2009), World Development Indcators, Washngton, D.C.: World Bank, Internet Adres: Erşm Tarh: Woodward, D. (1992), Locatonal Determnants of Japanese Manufacturng Start-Ups n the Unted States, Southern Economc Journal, 58,