ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME

ALTIN FİYATLARINI ETKİLEYEN FAKTÖRLERİN TESPİTİ ÜZERİNE: MGARCH MODELİ İLE BİR İNCELEME ÖZET Prof.Dr.Cengiz TORAMAN Balıkesir Üniversiesi, İİBF,İşleme Bölümü Cengizoraman4@yahoo.com Öğr.Gör.Çağaay BAŞARIR Balıkesir Üniversiesi, Bandırma MYO cagaaybasarir@gmail.com Öğr.Gör. Mehme Faih BAYRAMOĞLU Bahçeşehir Üniversiesi, MYO mfbayram@gmail.com Son yıllarda finansal krizin ekisiyle birlike alın fiyalarının yüksek oranda arış gösermesi bu konunun yeniden gündeme gelmesine neden olmuşur. Bu çalışmanın emel amacı, alın fiyalarını ekileyen fakörlerin araşırılmasıdır. Çalışma Ocak 199-Mar 1 dönemine ilişkin aylık verileri kapsamakadır. Alın fiyalarını ekilediği düşünülen perol fiyaları, ABD Dolar kuru, ABD enflasyon oranı, ABD reel faiz oranları serileri çalışmada ele alınmakadır. Model den elde edilen koşullu korelasyon sonuçlarına göre en yüksek korelasyon negaif yönde olmak üzere ABD dolar kuruna aiir. İkinci en yüksek değer ise poziif yönde olmak üzere perol fiyalarına aiir. Anahar Kelimeler: Alın fiyaları, Dow Jones Endeksi, Perol Fiyaları, MGARCH Modelleri, CCC Modeli DETERMINATION OF FACTORS AFFECTING THE PRICE OF GOLD: A STUDY OF MGARCH MODEL ABSTRACT Recenly, increase of he gold prices arac ineres again ogeher wih he affecs of he laes financial crisis. Main objecive of his sudy is o deermine facors effecing he gold prices. The sudy includes monly daa beween June, 199 and March, 1. Oil prices, USA exchange rae, USA inflaion rae, USA reel ineres rae daa are included in he model as variables. According o emprical findings, highes correlaion is found beween gold prices and USA exchange rae negaively. Secondly, a posiive correlaion is found beween gold prices and oil prices. Keywords: Gold Prices, Dow Jones Index, Oil Prices, MGARCH Model, CCC Model

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen 1. GİRİŞ Alın gerek mal olarak gerekse parasal bir varlık olarak kullanılan kıymeli bir madendir. Alın çok eski zamanlardan beri değerini ve kullanım alanını giderek arırarak günümüze kadar gelmişir. Alın bir zamanlar para siseminin emelini oluşurmuş daha sonra ise Breon Woods sisemi ile birlike ABD dolarına sabilenmiş bir rezerv aracı olmuşur. 1973 yılından sonra ise bazı Avrupa ülkelerinin paralarını ABD doları karşısında dalgalanmaya bırakması ile birlike, doların alına konveribiliesine son verilmiş, bu durum alının değişim aracı nieliğini yiirmesine, bireysel asarruf aracı ve merkez bankaları rezervlerinin bir parçası olarak kullanılmasına sebep olmuşur. Son yıllarda gerek eknolojinin gelişmesi ile birlike endüsriyel ürünlerde kullanılmasıyla, gerekse kuyumculuk sekörünün gelişmesi ile birlike alına olan alep armış. Buna rağmen, finansal piyasalardaki gelişmeler ve alernaif yaırım araçlarının çoğalması değer saklama aracı olarak alının önemini düşürmüşür. Ancak finansal krizlerin oraya çıkması ve insanların güvenilecek limanlar araması alına olan alebi ekrar arırmışır. Bu durum alın fiyalarının son küresel finansal krizden sonra rekor seviyelere yükselmesine sebep olmuşur. Çalışmanın amacı; lieraürde alın fiyalarını ekilediği düşünülen bir akım değişkenler ile alın fiyalarını MGARCH modeli ile ahmin emekir. Çalışmanın birinci bölümünde öncelikle ayrınılı bir lieraür incelemesine yer verilmekedir. Ardından, model ve kullanılan veri sei açıklanmakadır. Son olarak verilerin analiz edilmeke ve elde edilen bulgular değerlendirilmekedir.. LİTERATÜR İNCELEMESİ Lieraürde, alın fiyalarını ekileyen fakörlerin araşırıldığı birçok çalışma bulunmakadır. Bu çalışmalarda farklı değişkenler ve zaman serileri kullanılmakadır. Yapılan çalışmalarda genel olarak Alın fiyaları ile ABD doları ve hisse senedi geirileri arasındaki ilişkilerin incelendiği görülmekedir. Bunlara ek olarak, yapılan çalışmalarda genellikle çoklu regresyon yöneminin kullanıldığı da espi edilmişir. Abken (198), çalışmasında, rasyonel hareke eden bir alın piyasası varsayımı alında, bu piyasanın yeni bir bilgiye karşı ne yönde ve ne hızla epki göserdiğini, alın fiyalarının cari dönemdeki bilgileri mi yansıığı yoksa aksine bu bilgilerin alının piyasa fiyaını ekilemesinin belirli bir zaman mı aldığı sorularına cevap aramışır. Bu amaçla alın fiyalarının içsel değişken, alın fiyalarının gecikmeli değerleri ve faiz oranlarının ise dışsal değişkenler olduğu bir regresyon analizi kurmuşur. Ocak 1973-Aralık 1979 dönemindeki aylık verileri kullanarak yapılan çalışmada regresyon denkleminin açıklayıcılık oranının düşük olduğu sonucuna varılmışır. Aynı ilişki fuure ve fuure spo fiyaları arasında da incelenmiş, regresyon denkleminin açıklayıcılık derecesinin çok yüksek oranda arığı sonucuna varılmışır. Kousoyiannis (1983), Ocak 198-Mar 1981 dönemini kapsayan çalışmasında alın fiyalarının dünyadaki ekonomik durumdan çok, Amerikan ekonomisinden ekilendiği sonucuna ulaşmışır. Bunun en önemli sebeplerinin ise alın fiyalarının ABD Doları cinsinden ifade edilmesi, ABD Doları nın

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- dünyada uluslararası likidieyi sağlayan kur olması ve ham perol fiyalarının ABD Doları üzerinden işlem görmesi olduğunu belirmişir. Sonuç olarak; ABD Doları ile alın fiyaları arasında güçlü negaif yönlü bir ilişki olduğunu belirmişir. Alın fiyaları ile döviz kuru arasındaki ilişkiyi inceleyen diğer bir çalışma Dooley vd. (199), arafından yapılmışır. Dooley vd. ise, Ocak 1976-Aralık 199 yıllarını kapsayan döneme ilişkin olarak aylık veriler kullanarak ABD, İngilere, Fransa, Almanya ve Japonya nın para birimlerini kapsayan bir çalışma gerçekleşirmişir. VAR analizi ile yapılan çalışmada sonuç olarak; ABD Doları nın diğer ülke para birimleri ile olan pariesinin, alın fiyalarındaki değişiklikleri açıklamaka ekili olduğu espi edilmişir. Dooley vd. (1995), sonraki çalışmalarında, önceki çalışmalarında analize dahil emiş oldukları ülkelerden Fransa yı çıkarmışlar ve sonucun 199 yılında yapmış oldukları çalışma ile örüşüğünü oraya koymuşlardır. Harmson (1998) ın çalışmasında 187 ve 1996 yılları arasındaki döneme ilişkin olarak İngilere, ABD, Fransa, Almanya ve Japonya daki alım gücü oranları ile alın fiyalarındaki harekeleri incelemişir. Çalışmada; alın fiyalarında yaşanan ülke krizleri ya da küresel krizler sebebiyle dalgalanmalar olduğunu ancak alının uzun dönemde değer saklama aracı olarak kullanılmaya devam edildiğinden alım gücünü kaybemediği sonucuna varılmışır. Chrisie-David vd. (), makroekonomik haber bülenlerinin, alın ve gümüş fiyalarını ekileyip ekilemediğini espi emek amacıyla yapıkları çalışmada; Ocak 199-Aralık 1995 dönemindeki 3 aylık haber bülenlerini akip emişlerdir. Çalışmada; çeşili makroekonomik değişkenlere ilişkin haber bülenleri ile hazine bonolarının, yerel yöneimlerin çıkardığı bonoların, alın ve gümüşün fuure fiyalarını 15 dakikalık gecikmeler ile kullanmışlardır. Sonuç olarak; büün değerli maden piyasası ensrümanlarının, kapasie kullanımına ilişkin haberlerden güçlü bir şekilde ekilendiğini espi emişlerdir. Alın fiyalarının, ükeici ve üreici fiyaları endekslerine ve gayri safi yur içi hasılaya ilişkin haberlerden güçlü bir şekilde ekilendiğini; hem alın fiyalarının hem de gümüş fiyalarının ise işsizlik oranına ilişkin bülenlerden ekilediğini oraya koymuşur. Ayrıca, büçe açıklarına ilişkin bülenlerin ise alın fiyaları üzerinde çok da ekili olmadığı espi edilmişir. Smih (1), çalışmasında, Ocak 1991-Ekim 1 dönemindeki günlük, hafalık ve aylık verilerden yararlanarak, alın fiyaları ile hisse senedi piyasası endeksi arasındaki ilişkiyi espi emeye çalışmışır. Çalışmada dör Alın fiyaı ve alı hisse senedi piyasası endeksi yer almışır. Sonuç olarak; ilgili dönemde alın fiyaları ile hisse senedi piyasası endeksleri arasında kısa dönemli bir ilişki olduğu espi edilmişir. Smih (), bir diğer çalışmasında, Ocak 1991-Ekim 1 dönemindeki verilerden yararlanarak, alın fiyaları ile hisse senedi piyasası arasındaki kısa ve uzun dönem ilişkiyi espi emeye çalışmışır. Bu amaçla çalışmasında; Londra Borsası alın fiyalarının saa 1:3, 15: ve kapanış saai olmak üzere üç fiya değeri ile 18 ade hisse senedi piyasası endeksini kullanmışır. Bu endeksler; Japonya, İngilere, Almanya, Fransa, İsviçre, Hollanda, İalya, İspanya, İsveç, Belçika, Finlandiya, Danimarka, Yunanisan, Porekiz, Norveç, Avusurya, Türkiye ve İrlanda ülkelerinin endeksleridir. Sonuç olarak; kısa dönemde alın fiyaları ile hisse senedi piyasası endeksleri arasında çok düşük 3

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen ve negaif bir ilişki olduğunu, uzun dönemde ise anlamlı bir ilişki olmadığını oraya koymuşur. Ghosh vd. (), yapıkları çalışmada, Ocak 1976-Aralık 1999 dönemindeki aylık verilerden yararlanmışlardır. Çalışmada; alın fiyalarının; dünya enflasyonu, ABD enflasyonu, dünya geliri, alın lease oranı, alının beası, ABD Doları değeri ve alın fiyalarını ekileyen rassal şoklar gibi değişkenlerden ekilenip ekilenmediğini espi emek amacıyla VAR analizini kullanmışlardır. Sonuç olarak; alın fiyalarının ABD enflasyon oranı, faiz oranı ve dolar döviz kurundan ekilendiğini espi emişlerdir. Ayrıca, yapılan koinegrasyon esi sonucunda; alın fiyaları ile ABD ükeici fiyaları endeksi arasında uzun dönemli ilişki olduğunu ve alın fiyalarının uzun vadede enflasyona karşı koruma durumunda olduğunu espi emişlerdir. Vural (3), yapmış olduğu çalışmasında, Ocak 199-Mar 3 dönemine ai aylık verileri kullanarak, alın fiyaının hangi değişkenlere daha duyarlı olduğu oraya koymaya çalışmışır. Bu amaçla, alın fiyalarının; USD/Euro pariesi, Dow Jones Sanayi Endeksi, Perol Fiyaları, faiz oranı, gümüş ve bakır fiyaları arafından açıklanabilirliliğini gösermeye yönelik çok değişkenli bir regresyon modeli kurmuşur. Sonuç olarak; alın fiyaı ile gümüş, perol ve bakır fiyaının poziif yönlü; faiz oranı, USD/Euro pariesi ve Dow Jones Sanayi Endeksi ile ise negaif yönlü ilişki içerisinde olduğunu espi emişir. Tully ve Lucey (7), çeşili makroekonomik değişkenlerin, alın fiyalarına olan ekisini APGARCH modeli ile espi emeye çalışmışlardır. 1984-3 yıllarını kapsayan dönemde alının günlük ve fuure fiyaları ile çeşili makroekonomik değişkenlere ai aylık verileri kullandıkları çalışmanın sonucunda; alın fiyalarına, ABD Doları nın asıl eken olduğu, diğer değişkenlerin ekisinin ise düşük düzeyde olduğu belirlenmişir. Sjaasad (8), çalışmasında Ocak 1991-Haziran 4 döneminde günlük spo ABD Doları bazlı alın fiyaları ve 9 günlük ABD Doları bazlı alın forward konra fiyaları ile spo ve 9 günlük döviz kuru forward konraları arasındaki ilişkiyi ahmin haa verilerini kullanarak espi emeye çalışmışır. ABD Doları, İngiliz Serlini, Japon Yeni ve Alman Markı döviz kurlarının spo ve 9 günlük vadeli forward konra fiyalarının kullanıldığı çalışmada, spo ve forward fiyalar arasında çok yüksek oranda poziif korelasyon olduğu oraya çıkmışır. Çalışmada dünya alın piyasasındaki piyasa ekinliliğinin 1991 4 periyodunda da devam eiği, 198 dönemlerinde Avrupa para piyasası dünya alın piyasasında başrol oynarken, 199lı ve sonraki yıllarda ABD dolarının dünya alın fiyaları üzerinde başrol oynadığı oraya çıkmışır. Bunun dışında büyük alın üreicileri olarak bilinen Avusralya, Güney Afrika ve Rusya gibi ülkelerin dünya alın fiyaları üzerinde belirli bir ekilerinin olmadığı espi edilmişir. Son olarak çalışmada, daha önceki çalışmalarda alının dünya enflasyonuna karşı koruyucu bir değer olmadığı espi edilmişken, bu çalışmada bunun am ersi bir bulguya ulaşılarak; alının dünya enflasyonuna karşı koruyucu bir değer olduğu belirilmişir. Özürk ve Açıkalın (8), çalışmalarında, Ocak 1995-Kasım 6 dönemine ai aylık verilerden yararlanarak alın fiyaları ile ükeici fiyaları endeksi ve TL/Dolar pariesi arasında uzun dönemli ilişki olduğunu Granger Eş Büünleşim Tesi ile espi emişlerdir. Topçu (1), alın fiyalarını ekileyen fakörler üzerine 1 yılında hazırlamış olduğu araşırma raporunda, Ocak 1995-Eylül 9 dönemine 4

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- ilişkin aylık verilerden yararlanmışır. Topçu (1) çalışmasında, Dow Jones Sanayi Endeksi, ABD Dolar kuru, Perol fiyaı, ABD enflasyon oranı, Global para arzı (M3) değişkenlerinin alın fiyalarını ekileyip ekilemediğini espi emeye çalışmışır. Bu amaçla çoklu regresyon denklemi oluşurmuş ve en küçük karaler yönemi ile bilinmeyen paramereleri ahmin emeye çalışmışır. Çalışmanın sonucunda; Dow Jones Sanayi Endeksi ve ABD Dolar geirilerinin, alın geirileri negaif yönde; global para arzının ise poziif yönde ekilediği espi edilmişir. Perol fiyaları ve enflasyonun alın geirileri ile poziif yönlü ilişkisi olmakla birlike, bu ilişki isaisiksel açıdan anlamlı çıkmamışır. Aynı şekilde, alın fiyaları ile faiz oranları arasındaki ilişki de poziif yönde çıkmakla birlike isaisiksel olarak anlamlı değildir. 3. METODOLOJİ 3.1. VERİ SETİ VE DEĞİŞKENLER Bu çalışmanda, alın fiyalarını ekileyen değişkenler, MGARCH modeli kullanılarak espi edilmeye çalışılmışır. Bu amaçla lieraür incelemesi yapılarak, alın fiyalarını ekileyebileceği düşünülen değişkenler; perol fiyaları, dolar endeksi, Dow Jones Sanayi Endeksi, ABD reel faiz oranı ve ABD yıllık enflasyon oranı olarak belirlenmişir. Çalışma, Ocak 199 ile Mar 1 dönemi arasındaki aylık verileri kapsamakadır. Modelde kullanılan veri sei ve açıklamaları Tablo 1 de göserilmekedir: Tablo 1: Modelde Kullanılan Veri Sei Değişken Tanım Açıklama RGOLD Alın Fiyaları Londra Alın Piyasasında 1 ons alının ABD Doları cinsinden ifade edilen fiyaıdır. Geiri verisi şeklinde kullanılmışır. ROIL Perol Fiyaları Bren Perol ün ABD Doları cinsinden ifade edilen varil fiyaıdır. Geiri verisi şeklinde kullanılmışır. RUSD Dolar Endeksi Dolar kuru (Major Currencies Dollar Index) in geiri verisi şeklinde kullanımı RDOW Dow Jones Sanayi Endeksi Dow Jones Sanayi Endeksi Geirisi INT Faiz Oranı ABD Reel Faiz Oranı (Real Fed Funds Rae)(Birinci farkı alınmış olarak) CPI Enflasyon ABD Yıllık Tükeici Fiyaıyla Enflasyon Oranı Oranı(Birinci farkı alınmış olarak) 3.. MODEL Bu bölümde öncelikle çalışmanın modeline ilişkin genel açıklamalara yer verilmiş, daha sonra ise veriler ve analiz sonuçları üzerinde durulmuşur. Klasik doğrusal regresyon modelinde; anaküle regresyon fonksiyonuna ai haa erimlerinin (Vi) sabi varyansa sahip olduğu varsayılmakadır. Bu 5

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen durum, sabi varyanslılık (homoscedasiciy) olarak adlandırılır. Zaman serilerinin ele alındığı durumlarda, sabi varyans varsayımının geçerli olmadığı görülmekedir. Enflasyon, faiz oranı, döviz kuru gibi değişkenlerde görülen bu durum sonucunda, kasayılar gerekenden büyük sandar haalara sahip olmaka ve yapılan çalışmalar yanlış olabilmekedir. Değişen varyansın modellemesinde yaygın olarak kullanılan modeller; Engle (198) arafından önerilen ARCH (Ooregresif Koşullu Değişen Varyans) modeli ve Bollerslev (1986) arafından gelişirilen GARCH (Genelleşirilmiş ARCH ) modelleridir. Bu modellerden Üsel GARCH (EGARCH), ARCH-M(Oralamada ARCH), T-ARCH (Eşiksel ARCH), C-ARCH (Bileşke ARCH), PARCH (Asimerik ARCH) gibi birçok model üreilmişir. 3..1 Arch Modeli Engle (198, 1983, 1995), belirsizliğin, ekonomeri lieraürünün sabi varsaydığı koşulsuz varyansla ölçülemeyeceği düşüncesiyle koşullu varyans kavramını oraya amışır. Sözü edilen kavramı ahmin emek üzere oluşurduğu ARCH modelinde, koşullu olmayan varyans, geleneksel ekonomeri modellerinde varsayıldığı gibi sabi iken, koşullu varyansın, esadüfi değişkenin geçmiş değerlerine bağlı olduğu kabul edilmekedir. Bir ARCH yapısı(1) gibi düşünüldüğünde, 1 ( Υ,, h ) Υ / Ψ ~ N β h e = α -1 + α1e 1 + αe +... + α pe p = Υ Υ 1 β eşilike h ile ifade edilen koşullu varyans, geçmiş dönem haa karelerinin bir fonksiyonu olarak değerlendirildiği için sabi değildir. Dolayısıyla bir ARCH yapısı, sıfır oralamalı, koşulsuz varyansı sabi, ancak koşullu varyansı zaman içinde değişebilen bir yapıya sahipir (Erdoğan ve Bozkur, 9: 145). 3.. Garch Modeli Bollerslev (1986); Engle ın modelinden harekele, koşullu varyansın bir ARMA süreci olduğu durumu; ε = v h iken σ v = 1 ve 6

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- q p αiε i + βi i= 1 i= 1 h = α h i ve olarak ifade emişir. V ; bağımsız, whie-noise bir süreci olduğundan, ε nin geçmişeki gerçekleşen değerlerinin ε nin koşullu ve koşulsuz oralamaları sıfırdır. ε nin beklenen değeri alındığında Εε = ΕV h = dır. Kısaca h > için α, α ( i 1,,..., p) > i β, = ve V oralaması, varyansı 1 olan esadüfi değişkendir (Enders, 1995: 146). 3..3 Çoklu Garch (Mulivariae Garch) Modeli Birden fazla değişkenin belirli dönemdeki geiri volailielerinin ekileşimlerini inceleyen modeller çoklu GARCH modelleridir. Bu modellerde ele alınan değişkenlerin belirli dönemlerde risk ilişkilerinin ne kadar ekili olduğu da sınanabilmekedir. İlk çoklu GARCH modeli Kraf ve Engle (198) arafından ele alınmışır. Bu modelde değişkenin varyans ve kovaryans marisi ele alınmakadır. Ψ 1 bilgi sei ele alınarak haa erimleri; ( uj, 1,..., uj, p) j = 1,.... N i olarak ifade edilir (Aksu, 6:39). Çok değişkenli GARCH modellerinin ahmininde; Diagonal VEC (Vecor Error Correcion; Vekör Haa Giderme), BEKK (Baba, Engle, Kraf, Kroner) ve CCC (Consan Condiional Correlaions; Sabi Koşullu Korelasyon) modelleri kullanılabilmekedir. Bu çalışmada; alın fiyalarının belirleyicilerinin es edilmesi amacıyla CCC modeli kullanılmışır. Bollerslev (199), koşullu korelasyonların sabi olduğu ve bu şekilde koşullu kovaryansların ilgili koşullu sandar sapmaların sonuçları ile oranısal olduğu bir grup MGARCH (Çoklu GARCH) modeli oluşurmuşur. Bu kısılama, bilinmeyen paramerelerin sayısını yüksek oranda azalması nedeni ile ahmin yapılmasını basileşirmekedir. CCC modeli aşağıdaki eşilikeki gibi ifade edilir; H = D RD = ( ρ h h ) ij ii jj iken, 7

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen D = diag ( h 1 / h 1 / ) 11... NN hij, herhangi bir ek değişkenli (univariae) GARCH modeli olarak anımlanabilir ve ( ) R = ρ ij ρ = 1, ii i nin simerik poziif belirli bir marisidir. R, sabi koşullu korelasyonlar olan ρ ij yi içeren bir marisdir. Bollerslev (199) in CCC modeli D nin her bir koşullu varyans için bir GARCH(1,1) anımlanmakadır; h, β h Bu CCC modeli, i = i + i 1+ i ii, 1 w αε i = 1,... N N(N + 5)/ paramereye sahipir. H, ancak ve ancak üm N koşullu varyansları poziif ve R poziif anımlı ise poziif anımlı olacakır. Bu modelin kullanımı ile koşullu korelasyonların hesaplanması mümkün olmakadır (Bauwens, L. ve Diğerleri, 3: 11). 4. AMPİRİK BULGULAR Öncelikle, verilerin volailieleri incelenmişir. Grafik 1 den de görüleceği üzere, serilerin grafikleri incelendiğinde, üm serilerin volailieye sahip olduğu görülmekedir. RGOLD serisinde, 1999 yılında epe nokasının bulunduğu, 6 yılından sonra volailienin arığı ve dip nokalarının bulunduğu gözlemlenmekedir. Bu seride özellikle, 6 ve 8 yıllarında aşırı volailie bulunmaka ve bunların bir kısmında da epe nokaları ve dip nokaların izlediği gözlemlenmekedir. Bu durum spekülaif dalgalanmaların bir işarei olarak görülebilir. ROIL serisinde ise, volailienin 1999 yılından sonra arığı ve serinin birçok epe ve dip nokasına sahip olduğu görülmekedir. RUSD ve RDOW serilerinde de yapıları iibariyle dip ve epe nokaları bulunmakadır. INT serisinde ve CPI serisinde durağan olmayan bir yapı izlenmekle beraber CPI serisinde aran bir rend de gözlenmekedir. 8

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- Grafik 1: Değişkenlerin Volailieleri RGOLD ROIL 3 15 1 1 5-1 -5 - -1-3 -15 9 94 96 98 4 6 8-4 9 94 96 98 4 6 8 RUSD RDOW 8 15 6 1 4 5-5 - -1-4 -15-6 9 94 96 98 4 6 8-9 94 96 98 4 6 8 INT CPI 7 4 6 5 4 18 3 16 1 14 9 94 96 98 4 6 8 1 9 94 96 98 4 6 8 Çalışmada ele alınan değişkenlere ilişkin anımlayıcı isaisikler ise Tablo de yer almakadır. Öncelikle serilerin normal dağılım özelliklerine bakıldığında; J- Bera isaisiğinde göre RUSD hariç serilerin hiçbirinin normal dağılıma sahip olmadığı görülmekedir. ROIL, RDOW, INT serileri sola eğikir. Bunlara ek olarak RGOLD, ROIL, serilerinin dik (peak), CPI ve INT serilerinin ise düz (fla) olduğu ablodan anlaşılmakadır. ARCH-LM esi ise RGOLD, ROIL ve CPI serilerinde ARCH ekisinin varlığından söz edilebileceğini oraya çıkarmakadır. 9

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen Tablo : Tanımlayıcı İsaisikler RGOLD ROIL RUSD RDOW INT CPI Oralama,5,67 -,59,55 3,68 176,58 Sandar Sapma 3,59 8,86 1,69 4,3 1,89 3,7 Çarpıklık,39 -,71 -, -,85 -,43,1 Basıklık 5,17 4,9 3,64 4,81 1,88 1,86 J-Bera 48,7 9,6 3,8 56,17 18,35 13,38 Olasılık,,,148,,,1 ARCH LM 1,43 18,87,69 5,71,57 34,7 Serilerin ayrıca durağanlığını es emek amacıyla Augmened Dickey-Fuller (ADF) ve Philips Perron (PP) birim kök esleri uygulanmışır. Tablo 3 en de görüleceği üzere; RGOLD, ROIL, RUSD, RDOW serilerinin durağan olduğu, INT ve CPI serilerinin ise durağan olmadığı oraya çıkmışır. Bu nedenle, bu iki seri birinci farkları alınıp durağanlaşırılarak kullanılmışır. Tablo 3: Değişkenlere ai ADF ve PP Birim Kök Tesi Sonuçları TEST RGOLD ROIL RUSD RDOW INT CPI ADF(c) -13,7() -1,() -1,17() -14,1() -1,46(),15() ADF() -14,13() -1,() -1,() -14,1() -,5() -,9() PP (c) -13,69-1, -1,5-14,4-1,,55 PP() -14,13-1,19-1,17-14,13-1,78 -,66 * Paranez içerisindeki değerler gecikme periyodunu gösermekedir. * c sabi erimli ancak rend olmayan model için birim kök es sonuçlarıdır. * sabi erimli ve rende sahip model için birim kök es sonuçlarıdır. Serilerin durağanlaşırılmasının ardından, seriler arasındaki doğrusal ilişkileri analiz emek amacıyla, serilerin korelasyon kasayıları hesaplanmışır. Tablo 4 en görüleceği üzere, en yüksek korelasyon kasayısına sahip olan seri RUSD olmuşur. Bunu DCPI izlemekedir. ROIL, RDOW ve DINT serilerinin ise nispeen daha düşük korelasyon kasayılarına sahip olduğu gözlenmekedir. RUSD ve RDOW serileri negaif korelasyona sahipken diğer seriler poziif korelasyona sahipir. 1

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- Tablo 4: Serilerin Korelasyon Kasayıları DEĞİŞKEN RGOLD ROIL RUSD RDOW DINT DCPI RGOLD 1, ROIL,17117 1, RUSD -,459179 -,6447 1, RDOW -,11547,4854 -,17638 1, DINT,1949,38851 -,74453,3581 1, DCPI,18639,5514 -,197718 -,851,19668 1, Değişkenler arasındaki korelasyon kasayılarının elde edilmesinin ardından, alın fiyalarının belirleyicilerini espi emek amacıyla, çok değişkenli GARCH (Mulivarie GARCH) modellerinden CCC modeli ile ahmin yapılmışır. Tahmin yapıldıkan sonra modelin güvenilirliğini ölçmek gerekmekedir. Bu ür modellerin ahmin edilen sonuçlarını es emek için birçok ek değişkenli es bulunduğu gibi, sınırlı olmakla birlike çok değişkenli modelleri değerlendiren esler de bulunmakadır. Lieraürde koşullu değişen varyans (heeroscedasiciy, X) modellerini değerlendirmek için kullanılan esler üç kaegoriye ayrılabilmekedir. Bunlar; (1) Box-Pierce Ljung Pormaneau Tesleri, () Haa Terimini Temel Alan Tesler ve (3) Lagrange Çarpanı Tesleri olarak sayılabilmekedir (Bauwens, vd., 3: 4-5). Çalışmada oraya konulan modelin güvenilirliğini es emek amacıyla öncelikle haa erimi emel alınarak sandar haaların dağılım özellikleri es edilmiş olup haa erimlerinin normal dağılım varsayımına uygunluk göserdiği sonucuna varılmışır. Haa erimlerinin dağılımı Ek 1 de göserilmişir. Bu konuda fikir verebilecek diğer bir krier sandar haaların Q-Q grafikleridir. Sandar haalara ilişkin Q-Q grafikleri Ek de göserilmişir. Grafikler incelendiğinde modelden elde edilen sandar haaların normal Q-Q doğrusuyla örüşüğü söylenebilmekedir. Ookorelasyon ve değişen varyans sorunlarını incelemek için, Q ve Q isaisiklerine başvurulmuş, ARCH ekisinin oradan kalkıp kalkmadığını es emek için de ARCH-LM esine başvurulmuşur. Sonuçlar Tablo 5 de verilmişir: Tablo 5: Sandar Haaların Ljung Box Q, Q ve ARCH-LM İsaisikleri RGOLD ROIL RUSD RDOW DINT DCPI Q (36) 6,99 48,39 36,37 6,88 41,94 161,9 Q (4),1 8,34,6 9,89 9,86 14,5 ARCH-LM,1,798 1,438,51,446,17 11

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen Q isaisiği değerlerine bakıldığında, model ahmin edildiken sonraki haa erimleri arasında ookorelasyonun bulunmadığı görülmekedir. Q isaisiği sonuçları değerlendirildiğinde haa erimleri arasında değişen varyans problemi ile karşılaşılmadığı sonucuna varılmakadır. Modeli ahmin eiken sonra ARCH ekisinin oradan kalkıp kalkmadığını es emek amacıyla ARCH- LM esi yapılmışır. Bu esen elde edilen sonuçlar (n.r ) belirlenen anlamlılık düzeyinde (,5) için ablo değerinden (3,841) küçük olduğu için haa erimlerinin serilerinde ARCH ekisinin kaybolduğu karşımıza çıkmakadır. Bu koşullar alında; Tablo 6 da görüleceği üzere modelin koşullu korelasyon kasayıları hesaplanmışır. RGOLD 1. 1 Tablo 6: Koşullu Korelasyon Kasayıları RGOLD ROIL RUSD RDOW DINT DCPI ROIL,153518 1, RUSD -,47677 -,78687 1, RDOW -,79788 -,1537 -,184 1, DINT -,35815,9359,86 -,568 1, DCPI,15179,454666 -,147494 -,78,99945 1, Tahmin edilen modelin koşullu korelasyon kasayıları analiz edildiğinde, en yüksek korelasyonun koşulsuz korelasyonda bulunan sonuca benzer şekilde faka arış gösererek alın geirisi ile dolar endeksi geirisi arasında, negaif yönde (-,47) olduğu görülmüşür. Dolar geirisi ile alın geirisi arasında -,47 lik bir ilişki olduğu, faka bu ilişkinin negaif yönde gerçekleşiği söylenebilir. Tablo 4 ve Tablo 6 incelendiğinde, iki değişken arasındaki koşullu korelasyon kasayısının, koşulsuz korelasyon kasayısına göre, puan arış göserdiği görülmekedir. Tablo 7: Değer Aralıklarına Göre Negaif Korelasyon Kasayılarının Anlamı Kasayının Yönü Kasayının Değeri Kasayının Anlamı Negaif,, Çok Zayıf Negaif Korelasyon Negaif,,4 Zayıf, Düşük Negaif Korelasyon Negaif,4,7 Ilımlı, Anlamlı Negaif Korelasyon Negaif,7,9 Güçlü, Yüksek Negaif Korelasyon Negaif,9 1, Çok Güçlü Negaif Korelasyon Kaynak: OANDA fxtrade Infocener, FX Correlaions, hp://fxradeinfocener.oanda.com/chars_ daa/fxcorrelaions, [Erişim Tarihi: 19.8.1].

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- Tablo 6 dan da görüleceği üzere, Dolar geirisi ile alın geirisi arasındaki -,47 lik korelasyon, Ilımlı, Anlamlı Negaif Korelasyon anlamına gelmeke olup, iki değişken arasında çok da yüksek olmayan ers yönlü ilişkinin olduğuna işare emekedir. Bu değer, Tablo 6 dan da görüleceği üzere, üm değişkenler arasında en güçlü ilişkiyi ifade emekedir. Perol geirisi ile alının geirisi arasındaki koşullu korelasyon kasayısı, koşulsuz korelasyon kasayısına göre, puanlık bir düşüş gösermiş ve kasayı poziif yönde olarak,15 olmuşur. Tablo 8 den de görüleceği üzere, koşullu korelasyonun,15 olması, perol fiyaları ile alın geirisi arasında Çok Zayıf Poziif Korelasyon olduğunu gösermekedir. Tablo 8: Değer Aralıklarına Göre Poziif Korelasyon Kasayılarının Anlamı Kasayının Yönü Kasayının Değeri Kasayının Anlamı Poziif,, Çok Zayıf Poziif Korelasyon Poziif,,4 Zayıf, Düşük, Anlamsız Poziif Korelasyon Poziif,4,7 Ilımlı, Ora Derecede Poziif Korelasyon Poziif,7,9 Güçlü, Yüksek Poziif Korelasyon Poziif,9 1, Çok Güçlü Poziif Korelasyon Kaynak: OANDA fxtrade Infocener, FX Correlaions, hp://fxradeinfocener.oanda.com/chars_ daa/fxcorrelaions, [Erişim Tarihi: 19.8.1]. Tablo 4 ve Tablo 6 incelendiğinde, benzer şekilde alın geirisi ile enflasyon arasındaki ilişki de koşulsuz korelasyona göre,3 puan düşüş gösermiş, koşulsuz korelasyon verilerinde,18 olan kasayı, koşullu korelasyon kasayılarında,15 olarak gerçekleşmişir. Bu da enflasyon ile alının geirisi arasında poziif yönde ve zayıf bir ilişki olduğunu gösermekedir. Dow Jones Sanayi Endeksi geirisi ile alının geirisi arasında koşullu korelasyon kasayılarında -,7 lik Çok Düşük Negaif Yönlü ilişki olduğu söylenebilir. Bu değerin de koşulsuz korelasyona göre,4 puan düşüş göserdiği görülmekedir. Faiz oranları ile alın geirisi arasında koşulsuz korelasyon kasayısına göre koşullu korelasyon kasayısının,4 puanlık bir değişim göserdiği ve ilişkinin yönünün poziif iken negaif olduğu görülse de her iki durumda da iki değişken arasındaki ilişkinin anlamsız olduğu görülmekedir. Koşulsuz korelasyon büyüklüklerinde sıralama, RUSD, DCPI, ROIL, RDOW, DINT şeklindedir. Koşullu korelasyon büyüklüklerinde ise sıralama, RUSD, ROIL, DCPI, RDOW ve DINT şeklinde gerçekleşmişir. Sıralamalara bakıldığında sadece ROIL ile DCPI nin yer değişirdiği söylenebilir. 13

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen 5. SONUÇ Bu çalışmada alın fiyalarını ekilediği düşünülen makro değişkenler, Ocak 199-Mar 1 dönemine ai aylık veriler esas alınarak, MGARCH modelleri yardımıyla analiz edilmişir. Alın fiyalarını ekilediği düşünülen makro değişkenler olarak, perol fiyaları, Dolar Endeksi, Dow Jones Endeksi, ABD enflasyon oranı ve reel faiz oranları alınmışır. ABD enflasyon oranı ve reel faiz oranları serilerinin birinci farkları alınmış, diğer değişkenlerin ise geiri serileri kullanılarak MGARCH modellerinden CCC modeli diğer modellere göre daha iyi sonuç verdiği için CCC modeli ile ahmin yapılmışır. Modelden elde edilen koşullu korelasyon kasayılarına göre en yüksek korelasyon değeri negaif yönde olmak üzere dolar endeksi geirisine, ikinci en yüksek değer ise poziif yönde olmak üzere perol fiyalarına aiir. Elde edilen sonuçlar incelendiğinde, sadece alın geirisi ile dolar geirisi arasında negaif yönlü olmak üzere, anlamlı bir doğrusal ilişkinin olduğu, diğer değişkenlerin ise alın geileri ile anlamlı bir doğrusal ilişkiye sahip olmadığı görülmekedir. Bu sonuçların, hem koşulsuz korelasyon ilişkisinde hem de koşullu korelasyon ilişkisinde geçerli olduğu görülmekedir. Sonuçlar, konuyla ilgili olarak yapılan lieraür ile karşılaşırılabilir. Yapılan birçok araşırmada, bu çalışma ile elde edilen sonuçların aksine, ilgili değişkenler arasında anlamlı doğrusal ilişkilerin olduğu espi edilmekle birlike, Topçu (1) nun yapmış olduğu çalışmada elde eiği sonuçlar ile belirli düzeyde benzerlikler söz konusudur. Bu çalışmada, yapmış olduğu benzer değişkenler arasında doğrusal ilişki espi emiş olsa da özellikle perol fiyaları ile enflasyon oranının, alının geirisi ile anlamlı bir ilişkiye sahip olmadığı oraya konulmuşur. Bu açıdan kısmen de olsa çalışma bulguları benzerlikler gösermekedir. Aynı şekilde, Tully ve Lucey (7), çeşili makroekonomik değişkenlerin, alın fiyalarına olan ekisini analiz eikleri çalışmalarında, alın fiyalarına, ABD Doları nın asıl eken olduğunu, diğer değişkenlerin ekisinin ise düşük düzeyde olduğunu belirmişir. Tully ve Lucey (7) in elde emiş olduğu sonuçlar, bu çalışma ile elde edilen sonuçlar ile yüksek derecede paralellik arz emekedir. Sonuç olarak, analizin yapıldığı dönemde, alın geirilerinin doğrusal değişimler gösermediği, diğer bir deyişle piyasaların doğrusal olmadığı belirilebilir. Piyasaların ekinliğe ulaşmaları durumunda, genellikle bir doğrusallıkan bahsedilebilmesi mümkün olmakla birlike, ekinlik seviyesinin zayıf olduğu piyasalarda ise doğrusal olmayan yapıdan bahsedilmesi mümkündür. Bu çalışma ile elde edilen sonuçlar, doğrusal yapıyı belirleyemediğinden, alın piyasasının doğrusal yapının yanı sıra doğrusal olmayan bir yapıya da sahip olabileceği belirilebilir. Özellikle hem gelişmiş hem de gelişmeke olan ülkelerin piyasalarında benzer durumları oraya koyan birçok amprik çalışma bulunmakadır. Bu nedenle, bu çalışmanın devamı nieliğinde olabilecek gelecekeki çalışmalar, doğrusallığın yanı sıra doğrusal olmayan yapıyı da oraya koyan bir araşırma moivasyonunu içerebilir. 14

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- KAYNAKÇA ABKEN, P. (1979). The Economics Of Gold Price Movemens, Economic Review, Federal Reserve Bank of Richmond, 3-13. AKDİ, Y. (3). Zaman Serileri Analizi, Bıçaklar Kiapevi, Ankara. AKSU, T. (6). Gecelik Faiz Oranlarının Volailiesinin Modellenmesinde Asimerik GARCH Modelleri, Marmara Üniversiesi Sosyal Bilimler Ensiüsü, Ekonomeri Anabilim Dalı, Ekonomeri Bilim Dalı, Yayınlanmamış Yüksek Lisans Tezi, İsanbul. ALIÇ, A. (1985). Dünyada ve Türkiye de Alın, Maliye ve Gümrük Bakanlığı Araşırma, Planlama ve Koordinasyon Kurulu Yayını 68. AYDIN, S. (4). Faiz Oranı Oynaklığının Modellenmesinde Koşullu Değişen Varyansın Rolü,TCMB Uzmanlık Yeerlilik Tezi, Ankara. BAUEWENS, L., LAURENT, S. ve ROMBOUTS, J.V.K. (3). Mulivariae GARCH Models: A Survey, Core Discussion Paper, 31. BOLLERSLEV, T.(1986). Generalised Auoregressive Condiional Heeroskedasiciy, Journal of Economerics, 31, 37 37. BOLLERSLEV, T. (199). Modelling he Coherence in Shor-run Nominal Exchange Rae: A Mulivariae Generalized ARCH Approach, Review of Economics and Saisics, 7, 498 55. BOLLERSLEV, T., Chou, R. Y. ve Kroner, K. F. (199). ARCH Modelling in Finance: A Review of he Theory and Empirical Evidence, Journal of Economerics, 5, 5 59. CAI, J., CHEUNG, Y. ve WONG, M. (1). Wha Moves he Gold Marke, The Journal of Fuure Markes, 1, 57-78. ÇİÇEK, M. ve ÖZTÜRK F. (4). Yabancı Hisse Senedi Yaırımcıları Türkiye de Döviz Kuru Volailiesini Şiddelendiriyor Mu? Ankara Üniversiesi SBF Dergisi, 6, 81-17 DOOLEY, M.P., ISARD, P. ve TAYLOR, M.P. (199). Exchange Raes, Counry Preferences and Gold, IMF Working Paper. DOOLEY, M.P., ISARD, P. ve TAYLOR, M.P. (1995). Exchange Raes, Counry Specific Shocks and Gold, Applied Financial Economics, 5, 11-19. EIA (1) hp://ono.eia.doe.gov/dnav/pe/his/leafhandler. ashx?n =PET &s=rbrte=m (1.5.1) ENDERS, W. (1995). Applied Economeric Time Series, John Wiley&Sons Inc, Canada. ENGLE, R. (1). GARCH 11: The Use of ARCH/GARCH Models in Applied Economerics, Journal of Economic Perspecive, 15, 157-168. ENGLE, R. (198). Auoregressive Condiional Heeroscedasiciy wih Esimaes of he Variance of Unied Kingdom Inflaion,Economerica, 5, 987-17. ENGLE, R. (). Dynamic Condiional Correlaion: A Simple Class of Mulivariae Generalized Auoregressive Condiional Heeroskedasiciy Models, Journal of Business and Economic Saisics,, 339-35. ENGLE, R. ve KRONER, K. (1995). Mulivariae Simulaneous Generalized Arch, Economeric Theory, 11, 1-15 ERDOĞAN, N.K ve UZGÖREN, N. (9). Box-Ljung ve Nonparamerik Regresyon Yönemlerinin Ekinliklerinin Karsılaşırılması: İMKB 1 Endeksine Yönelik Bir Uygulama, İsanbul Üniversiesi İkisa Fakülesi Ekonomeri ve İsaisik Dergisi, 1, 1 19. 15

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen ERDOĞAN, S. ve BOZKURT, H. (9). Türkiye de Cari Açığın Belirleyicileri: MGARCH Modelleri ile Bir İnceleme, Maliye Finans Yazıları, 84, 135-17. FEDERALRESERVE(1).hp://www.federalreserve.gov/econresdaa/release s/saisicsdaa.hm (8.6.1) GFMS(1).hp://www.gfms.co.uk/precious_meals_mining_cos_services. hm (8.6.1) GHOSH, D., LEVIN, E.J., MACMILLAN, P. ve WRIGHT, R.E. (). Gold as an inflaion hedge?, Universiy of S. Andrews, Deparmen of Economics, Discussion Paper Series. GUJARATI, D. (1). Temel Ekonomeri (Ü.ve G. G. Şenesen, Çev.) İsanbul: Lieraür. GÜNEŞ, H. ve SALTOĞLU, B. (1998). İMKB Geiri Volailiesinin Makroekonomik Konjonkür Bağlamında İrdelenmesi, İMKB Yayınları, İsanbul. HARMSTON, S. (1998), Gold As a Sore of Value, World Gold Council Resarch Sudy,. HILLIER, D., DRAPER, P. ve FAFF, R. (6). Do Precious Meals Shine? An Invesmen Perspecive, Journal Of Financial Analysis, 6, 98-17. KAROLYI, G.A. (1995). A Mulivariae GARCH Model of Inernaional Transmissions of Sock Reurns and Volailiy: The Case of he Unied Saes and Canada, Journal of Business & Economic Saisics, 13, 11-5. KOUTSOYIANNIS, A. (1983). A Shor-Run Pricing Model for a Speculaive Asse, Tesed wih Daa From he Gold Bullion Marke, Applied Economics, 15, 563-581. KUTLAR, A. (5). Uygulamalı Ekonomeri. Nobel Kiabevi,Ankara. LAWRANCE, C. (3). Why is Gold Differen From Oher Asses? An Emprical Invesigaion, World Gold Council Resarch Sudy. LEVIN, E. ve WRIGHT, R. (6). Shor run and long run deerminans of he price of gold, World Gold Council Resarch Sudy, 3 LUNIESKI, C. (9). Commodiy Price Volailiy and Moneary Policy Uncerainy: A GARCH Esimaion, Issues in Poliical Economy, 19, 18-14. OANDA fxtrade Infocener, FX Correlaions, hp://fxradeinfocener.oanda.com/ chars_daa/fxcorrelaions, [Erişim Tarihi: 19.8.1]. ÖZTÜRK, F. ve AÇIKALIN, S. (8). Is Gold a Hedge agains Turkish Lira?, Souh Eas European Journal of Economics and Business, 3, 35-4. ROHAN,C., CHAUDHRY, M and TIMOTHY, W.K. (). Do Macroeconomics News Releases Affec Gold and Silver Prices?, Journal of Economics and Business 5, 45-41. SEVÜKTEKİN, M. ve NARGELEÇEKENLER, M. (1). Ekonomerik Zaman Serileri Analizi Eviews Uygulamalı. Nobel Kiabevi, Ankara. SJAASTAD, L.A. (8). The Price of Gold and he Exchange Raes: Once Again,hp://www.business.uwa.edu.au/school/disciplines/economics/?a=9866 16

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- SMITH, G. (1). The price of gold and sock price indices for he UniedSaes,hp://www.gold.org/value/sas/research/pdf/gold&uss ockindicesdec1%fina.pdf SMITH, G. (). The price of gold and sock price indicesin Europe and Japan,hp://www.gold.org/value/sas/research/pdf/gold&eujpsockin dicesfeb.pdf SPK(1).hp://www.spk.gov.r/yayingoser.aspx?yid=116&c=f&acion= displayfile&ex=.pdf (3.4.1) TCMB(1). hp://evds.cmb.gov.r/cb.hml (11.5.1) TKACZ, G. (7). Gold Prices and Inflaion, Bank Of Canada, Working Paper. TOPÇU, A. (1). Alın Fiyalarını Ekileyen Fakörler, SPK Araşırma Raporu, Ankara. TULLY, E. ve LUCEY, B. M. (5). An APGARCH Invesigaion of he Main Influences on he Gold Price. available a SSRN: hp://ssrn.com/absrac=79 5. VURAL, M.G. (3). Alın Piyasası ve Alın Fiyalarını Ekileyen Fakörler,TCMB Uzmanlık Yeerlilik Tezi, Ankara. WORLD GOLD COUNCİL (1)hp://www.research.gold.org/prices/monhly/ (11.5.1) 17

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen Ek 1: Modelin Tahmininden Elde Edilen Sandarlaşırılmış Haa Terimlerinin Dağılımı RESID1 RESID 3 15 1 1 5-1 -5 - -1-3 -15 9 94 96 98 4 6 8-4 9 94 96 98 4 6 8 RESID3 RESID4 8 1 6 5 4 - -5-1 -4-15 -6 9 94 96 98 4 6 8-9 94 96 98 4 6 8 RESID5 RESID6.8 4.4. -.4 - -.8-4 -1. 9 94 96 98 4 6 8-6 9 94 96 98 4 6 8 18

Uluslararası Alanya İşleme Fakülesi Dergisi 3/1 (11)1- Ek : Sandar Haaların Q-Q Grafikleri: 15 3 1 Quaniles of Normal 5-5 Quaniles of Normal 1-1 - -1 - -1 1-3 -4-4 Quaniles of RESID1 Quaniles of RESID 6 15 4 1 Quaniles of Normal - Quaniles of Normal 5-5 -4-1 -6-8 -4 4 8-15 - -1 1 Quaniles of RESID3 Quaniles of RESID4.6 3.4 Quaniles of Normal.. -. -.4 Quaniles of Normal 1-1 -.6-1. -.5..5 1. - -6-4 - 4 Quaniles of RESID5 Quaniles of RESID6 19

C.TOROMAN-Ç.BAŞARIR-M.F.BAYRAMOĞLU/Alın Fiyalarını Ekileyen