TAHMİN (ÖNGÖRÜ) İÇERİĞİ

... konulu sunumlar: "TAHMİN (ÖNGÖRÜ) İÇERİĞİ"— Sunum transkripti:

1 TAHMİN (ÖNGÖRÜ) İÇERİĞİ
Tahmin Kavramı Tahmin İlkeleri Tahmin Dönemleri Tahmin yöntemleri Sayısal olmayan yöntemler Sayısal yöntemler Tahmin süreci Nedensel modeller Zaman serisi modelleri Tahminin doğruluk derecesinin belirlenmesi Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

2 Tahmin Genel Tahmin Tahmin geleceğe ilişkin öngörüde bulunmaktır.
Tahmin (Talep)  Planlama  Üretim Süreci Yanlış Tahmin Yüksek Maliyet Tahmin İlkeleri Tahmin mükemmel değildir Değişken sayısının fazlalığı Değişkenlerdeki değişkenlik Öngörülemeyenler Tahmin dönemi uzadıkça değişken sayısı artar, belirsizlik artar Hata vardır, hatanın derecesi belirlenmelidir. İşlemler konusundan bahset Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

3 Dönemlere Göre Tahminler
Uzun Dönemli (2-10 yıl) Üretilecek Ürün ve hizmet Kullanılacak teknoloji ve süreç Kapasite düzeyi Kuruluş yeri seçimi Orta Vadeli (1-24 ay) İşgücü büyüklüğü Stok Düzeyi Fazla mesai Optimal üretim Parti büyüklükleri Kısa Vadeli (1-8 hafta) Siparişlerin makinelere tahsisi İşgücünün makinelere veya siparişlere tahsisi Siparişlerin işlem göre sıraları Zaman Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

4 Tahmin Türleri Ekonomik Tahminler Teknolojik Tahminler
Enflasyon oranları, para arzı, işletme sayısı, döviz kuru vb. Ekonomik Tahminler Teknolojik Tahminler Üretim, kapasite ve üretim programlamasında girdi Finans, pazarlama ve personel planlamasında veri Talep Tahminleri Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

5 Tahmin Süreci (Aşamaları)
Dönem Yöntem Verilerin Toplanması Tahmin Modelinin Oluşturulması ve Çözümü Modelin Uygunluğunun Test Edilmesi Model Uygun mu? H E Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

6 Sayısal Olmayan Yöntemler
Tahmin Yöntemleri Sayısal Olmayan Yöntemler Görüş Toplama Tekniği Delphi Yöntemi (Beyin Fırtınası) Nominal Grup Tekniği Pazar Araştırması Yöntemi Tarihi Analog Yöntemi Sayısal Yöntemler Zaman Serisi Yöntemleri Düzgünleştirme Yöntemleri (Ortalamayı Esas Alan) Hareketli Ortalama /Ağırlıklı Hareketli Ortalama Üstel Düzeltme Yöntemi ve Türevleri Nedensel Yöntemler Regresyon Korelasyon (??) Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

7 Sayısal Olmayan Yöntemler Kullanım Alanları
Sayısal Veri Olmadığında Sayısal Verilerin güvenilir Olmadığı Durumda (eksik veri vb. nedenlerle) Geçmiş sayısal Verilerin Gelecekte Devam Edeceği Beklentisi Olmadığında Sayısal Analiz Sonrası Tecrübe ve Deneyimlere dayalı Değerlendirmelerde Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

8 Sayısal Olmayan Yöntemler
Görüş Toplama Tekniği Mevcut / potansiyel müşterilerden bilgi alma Yöneticilerden görüş alma Maliyetli Subjektif Delphi Tekniği Uzman grubun görüş birliğinin sağlanması Görüşlerin yazılı olması Fiziksel uzaklık Teknolojik tahmin Nominal Grup Tekniği Uzman grup görüşü Tartışma ortamı Lider olması Pazar Araştırması Anket ve sorulara dayalı Mevcut ve potansiyel müşterilerden bilgi alma Talebi ve talep değişimini belirleme güvenilir değil Tarihi Analog Yöntemi Benzer ürünlerin geçmiş verileri Dizüstü bilgisayar için masaüstü bilgisayar satışları Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

9 SAYISAL TAHMİN YÖNTEMLERİ
Düzey (Ortalama) Belirleme Trend Analizi Mevsimsellik analizi Konjüktürel Analiz

10 Nedensel Modeller Regresyon Analizi 01.01.2019
Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

11 REGRESYON ANALİZİ Basit Regresyon Analizi
Trend İçeren Regresyon Analizi Mevsimsellik İçeren (Gölge Değişkenli) Regresyon Analizi Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

12 Regresyon Analizi Basit doğrusal regresyon analizinde bir değişkenin (rastsal olan veya rastsal olmayıp matematiksel olabilen değişkenin) verilen değeri yardımıyla diğer değişkenin değerinin hesaplanmasına veya kestirimine yarayan eşitliğin belirlenmesini sağlar. Bu değişkenlerden biri (bağımlı olanı) rastsal değişken, diğeri (bağımsız olanı) ise matematiksel değişkendir. Kestirimi yapılan eşitlik bir doğruyu gösterir. Doğrunun kestirimi gözlem değerleri ile sağlanır. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

13 Regresyon Analizi Anlamı: Regresyon ortalamaya yaklaşma, ortalamaya dönüş anlamındadır. Şekilden anlaşılacağı üzere, regresyon doğrusuyla elde edilen tahmin, bağımlı değişkenin olasılık dağılımının ortalamasına eşittir. y( Satışlar) X (Reklam Har.) X1 X2 Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

14 Regresyon Türleri Değişken Sayısına Göre Yapısına Göre Tekli Regresyon
Tek bir açıklayıcı değişken Çoklu Regresyon Birden fazla açıklayıcı değişken Değişken Sayısına Göre Doğrusal Regresyon Bağımlı değişkendeki değişimin aynı oranda artması /azalması Doğrusal Olmayan Regresyon Bağımlı değişkendeki değişimin aynı oranda artmaması/azalmaması Bazı doğrusal olmayan modeller doğrusal yapıya dönüştürülerek çözülür. Modelin hangi yapıya uygun olduğunu belirlemede serpme diyagramlarından yararlanılır. Yapısına Göre Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

15 Tekli Doğrusal Regresyon Analizi
Y= α + β1 X ± Ɛ (deterministik) (stokastik/olasılığa dayalı) Veya bazen Y= β0 + β1 X ± Ɛ Model anakütleye ilişkin oluşturulurken, analizler örneklemeye dayalı olarak yapılır. Örneklem y=a+bx ± e şeklinde gösterilir. y: açıklanan değişken x: Açıklayıcı değişken a ve b: Belirlenmeye çalışılan sabit katsayılardır. e: Modelde dikkate alınamayan tüm bileşenleri içerir. - Dahil edilmeyen değişkenler - Eksik veriler - Yanlış modelleme Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

16 En Küçük Kareler Yöntemi –EKK (Least Squared Error_LSE)
Gözlem değerleri arasındaki ilişkiyi yansıtacak en iyi doğrunun belirlenmesi ve modelin oluşturulması için a ve b parametrelerinin bilinmesi gerekir. a ve b parametrelerinin bulunması için EKK yöntemi kullanılır. Buradaki amaç en küçük hatayı veren doğruyu bulmaktır. Bu doğru aşağıdaki özellikleri taşır: Tüm dikey sapmaların (hataların) toplamı sıfıra eşittir. Tüm dikey sapmaların karelerinin toplamı minimizey1 edilmiştir. y3 y= a+bx Satışlar y1 ^y2 y4 y1^ y2 Reklam Harcamaları Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

17 En Küçük Kareler Yöntemi –EKK (Least Squared Error_LSE)
Buna göre regresyon fonksiyonun a ve b’ye göre kısmi türev alındığında a ve b parametrelerinin formülü bulunur. Bu formüller ile bulunan a ve b parametreleri anakütle regresyon doğrusundaki α (β0) ve β1 parametrelerinin kestirim değeridir. EKK yöntemi ile elde edilen a ve b kestirim değerleri sistematik hata içermeyen (tarafsız) kestiricileridir. Diğer bir deyişle, E(a)= β0 ve E(b)= β1 olur. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

18 Regresyon Örneği Yıllar X (Reklam Satışları) y (Satışlar) xy 2002 18
13000 234000 324 2003 15 12000 180000 225 2004 12 11000 132000 144 2005 10 10000 100000 100 2006 20 14000 280000 400 2007 28 16000 448000 784 2008 35 19000 665000 1225 2009 30 17000 510000 900 2010 260000 2011 25 ? 625 Toplam 188 125000 4502 Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

19 Modelin Yorumlanması a parametresi, X değeri 0 olduğunda Y’nin alacağı değeri gösterir. Örneğimizde hiç reklam harcaması olmasa bile satışlar 6703 birim olacak. b parametresi (regresyon katsayısı), X’de bir birim değişme olduğunda Y’de meydana gelen değişmeyi gösterir. Reklam harcamalarındaki 1 TL’lik artış, satışlarda 344 birim artış sağlayacaktır. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

20 Modelin Tahmin Hatasının Belirlenmesi
Tahminin Std. Hatası Hata değerinin (e ) değişkenin standart hatasıdır ve regresyon doğrusu etrafındaki dağılımın bir ölçüsüdür. Ölçü birimlerine duyarlı (kg/ton) Kullanım Alanları Model karşılaştırması Tahmin aralığı Bu formülde yer alan (n-2) değeri ei lerin hesaplanışında birer istatistik olan a ve b değerlerine karşılık bir serbestlik derecesi kaybedileceğinden s.d. N-2 olur. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

21 Aralık Tahminleri Örneklemden elde edilen bilgilerle bulunan a, b ve değerlerinin her biri birer nokta kestirimidir. Bu nokta kestirimleri ve kestirimlerin standart hataları yardımıyla anakütle regresyon doğrusundaki β0, β1, Y ve μy değişkenin değerleri için aralık kestirimi yapılabilir. Anakütle regresyon doğrusunun eğimi için aralık kestirimi Anakütle regresyon doğrusunun kesişimi için aralık kestirimi Verilen X değerine karşılık gelen Y değerinin güven aralığı Verilen X değerine karşılık gelen ortalama Y değerinin güven aralığı Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

22 Hipotez Sınamaları Kestirimi yapılan modelin parametreleri üzerine kurulabilecek hipotezlerin sınaması önemli bir aşamadır. Burada iki önemli sınama vardır: Birincisi, doğrusal modelde katsayı durumundaki doğrusundaki β0 ve β1 parametreleri için yapılacak olan t sınamalarıdır, İkincisi ise genel olarak modelin geçerliliğinin sınamasına dayalı F sınamasıdır. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

23 Modelin Güvenirliğinin Test Edilmesi
ANOVA Kestirimi yapılan basit bir doğrusal regresyonun güvenirliğinin sınanmasında varyans analizi kullanılabilir. Basit doğrusal regresyonda bağımlı değişkendeki değişkenliğin bir kısmı bağımsız değişken tarafından açıklanabilmektedir. Bu açıklanan kısmın geçerliliği ANOVA tablosu düzenlenerek F Sınaması ile belirlenebilir. Bağımlı değişkendeki toplam değişkenlik; SST= SSR+SSE olur. Serbestlik derecelerine bölünürse MSR ve MSE değerleri elde edilir. F Oranı= MSR/MSE Ho: β1= 0 şeklindedir. Bulunan F oranı tablo F değerinden büyükse sıfır hipotezi red edilir. Model uygundur. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

24 Modelin Yeterliliği Bir regresyon modelini uyarlamada bazı varsayımlarda bulunulur. Kalıntı Analizi: Model parametrelerinin kestiriminde hata terimlerinin birbirleriyle ilişkili olmadığı, ortalamalarının sıfır, varyanslarının sabit olduğu varsayılır. Hipotez sınamalarında ve aralık kestiriminde hataların normal dağılmış olması gerekmektedir. Determinasyon (Belirginlik) Katsayısı: Modelin açıklama gücünü gösterir. Uyum İyiliği Sınaması: Ayrıca matematiksel modelin birinci dereceden (doğrusal) olması gerekir. Dolayısıyla analizci bu varsayımların geçerliliğini gözden geçirmelidir. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

25 Kalıntı analizi Kalıntıların sabit varyansla yaklaşık olarak normal dağılıma sahip olup olmadığının araştırılması gerekir. Eğer yeterince gözlem değerleri varsa kalıntıların sıklık dağılımı (tablosu) oluşturulup histogramı çizilebilir. Dağılım normal ise dağılımın ortalaması , standart sapması olmak üzere seri değerlerinin %68 i aralığında, %95 i aralığında bulunulur. Bu aralık dışında gözlenen kalıntı değeri varsa uç değer olarak düşünülmelidir. Kalıntıların normal olasılık dağılımları oluşturulabilir. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

26 Determinasyon Katsayısı
Bağımlı değişkendeki değişkenliğin bir kısmı bağımsız değişken (regresyon) tarafından açıklanırken bir kısmı da kalıntı değişkeni (hata terimi) tarafından açıklanmaktadır. Determinasyon katsayısı, bağımlı değişkendeki değişimin bağımsız değişken tarafından açıklanabilir kısmını ifade eder. r2= 0,85 bağımlı değişkendeki değişimin 0,85’nin bağımsız değişken tarafından açıklandığını gösterir. 0 ≤ r2 ≤ 1 dir. R2 nin yetersiz olduğu durumlar Doğrunun eğimindeki büyüklüğü ölçümlemez, Büyük r2 daha iyi model olduğu anlamına gelmez Büyük r2 modelin uygunluğu için gerekli ancak yeterli değildir. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

27 Uyum İyiliği Sınaması Bağımlı değişken Y ile bağımsız değişken x arasındaki gerçek fonksiyonel bağıntı bilinmemesi durumunda veri kümesi için yaklaşık bir fonksiyon uyarlanmaya çalışılır. Bu varsayımın geçerliliği incelenmelidir. Ho: Basit doğrusal regresyon modeli doğrudur H1: Basit doğrusal regresyon modeli doğru değildir şeklinde hipotez kurulur. Daha sonra F test istatisk değeri aşağıdaki formül ile hesaplanır. F= MSUE/MSPE MSUE: Uyumsuzluktan kaynaklanan hata kareleri toplamı MSPE: Saf hata kareleri toplamı Bulunan F değeri ile tablo değeri karşılaştırılır. Eğer hesaplanan F değeri tablo değerinden küçükse Ho hipotezi red edilir diğer bir deyişle modelin uygun olmadığı sonucuna ulaşılır. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

28 Regresyonda Tuzaklar Regresyon modelleri bazen yanıltıcı olabilir. Aynı R2 ve ANOVA tablosunun altında çok farklı bilgiler olabilir ve bunlar basit grafiklerle ortaya çıkabilir. Grafiklerden problemin doğrusal değil, kuadratik regresyon olarak tanımlanması, uç değerlerin varlığı durumunda modelin geçerliliğinin kaybettiği görülebilir. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

29 Zaman Serisi Analizi Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

30 Zaman Serileri Analizi
Talebin zaman içindeki değişim yapısını ortaya koymak Gerekli Koşul Geçmişteki yapının gelecekte de devam edeceği varsayılır Kısıtlılık Temel kısıtlılığı geçmişteki hataların birbirinden bağımsız olduğu varsayımı ihlal edilmekte

31 Zaman Serisi Bileşenleri
Trend Uzun Dönemli (yıllık) talep artışları/azalışları yansıtır ve göreceli yavaştır Bilgisayarlara olan talep sürekli artış eğiliminde Doğrusal ve trendeki değişimin ve hızın farklı olması sonucu doğrusal olmayan trend sözkonusu olabilir. Mevsimsel bileşen Düzenli-kısa dönemli değişmeler Doğal ve sosyo-ekonomik nedenlerle ortaya çıkar Mevsimsellik dalgalanmaların dalga boyu aynı kalır. Örnek: Oteller, havayolları işletmeleri Mevsimsellik aylık, günlük, saatlik şeklinde olabilir Özellikle hizmet işletmelerinde tatil dönemlerini dikkate alan takvim etkisi de belirlenmeli Konjüktürel (Döngüsel) Değişim 1 yıldan daha uzun süreli değişimler Ekonomik, politik, tarımsal faktörlerin etkisi altında Konjüktürel dalgalanmaların periyodu sabit değildir yani dalga uzunlukları eşit değildir. Örnek: 2008 krizi Rastsal Değişim Tüm faktörler dikkate alınsa bile ortaya çıkan değişimler Rastsal değişim gözardı edilerek diğer bileşenlerin varlığı test edilir. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

32 Düzey Belirlemeye Yönelik Zaman Serisi Trend analizi
Zaman Serisi Modelleri Düzey Belirlemeye Yönelik Zaman Serisi Trend analizi Mevsimsellik Analizi Trend ve mevsimsellik içeren analiz Nedensel Zaman Serisi Regresyon Modelleri Düzey Belirlemeye Yönelik Regresyon Analizi Trend Bazlı Regresyon Analizi Mevsimsellik İçeren Regresyon Analizi Zaman Serisi Modelleri Nedensel Modeller Yt=f (Yt-1, Yt-2, Yt-3…Yt-i) Yt= f(X1 X2,X3…Xi) Her iki yöntemde de geçmişteki ilişkiler sabit kalmaktadır.

33 Tahmin Tekniklerinin Sınıflandırılması Bileşenlerine Göre Sınıflandırma
Düzeyi (Ortalamayı) Esas Yöntemler Hareketli Ortalama (H.O ) Basit H.O Ağırlıklı H.O. Merkezi H.O. Üstel Düzgünleştirme (Ü.D) Basit Ü.D. Uyarlanmış Ü.D. Regresyon analizi Reg. Analizi katsayısı Trend Etkisinin Belirlenmesi Doğrusal Trend Yöntemleri İkili hareketli ortalama Reg. Dayalı trend Holt’un İki Parametreli Ü.D. Kukla Dğş. Reg. Doğrusal Olmayan Trend Yöntemleri Doğrusal Hale Dönüştürme Holt’un Üçlü Üstel Düzgünleştirme Yöntemi Mevsimsellik Etkisini Belirleme Mevsimsel endekse dayalı ayrıştırma analizi Holt-Winters Üçlü Ü.D. Yöntemi Kukla Değişkenli Reg. Analizi

34 Tahmin Tekniklerinin Sınıflandırılması Yöntemlerine Göre Sınıflandırma
Hareketli Ortalama (H.O.) Basit H.O Ağırlıklı H.O. İkili H.O Merkezi Ortalama Üstel Düzgünleştirme (Ü.D.) Basit Ü.D Düzey (ortalama) Trend İçeren Ü.D Mevsimsellik İçeren Ü. D. Ayrıştırma Analizi Düzey Belirleme Trend belirleme Mevsimselliği belirleme Konjüktürü belirleme Çarpımsal ve toplamsal yapı Regresyon Analizi Trend İçeren regresyon analizi Mevsimsellik (Kukla değişkenli regresyon analizi)

35 Hareketli Ortalama Yöntemleri
Zaman Serileri Analizi Hareketli Ortalama Yöntemleri Basit Hareketli Ortalama Ağırlıklı Hareketli Ortalama İkili Hareketli Ortalama Merkezi Hareketli Ortalama

36 Basit Hareketli Ortalama Yöntemi (Moving Averages)
Kullanımı Talep daha önceki dönemlerin etkisi altındaysa Parametre n: Dönem Sayısı Talep değişkense n azaltılır +: Kısa dönemli talep değişimlerinin gözlenebilmesi -: Kısa dönemli talep değişimlerinin rastsal değişimle karşılaştırılması Talep düzenliyse n artırılır +: genel görünüme ilişkin bilgi edinebilme -: Kısa dönemli talep değişiklerinin gözden kaçırılması Formülü Değerlendirilmesi Avantajları Hesaplaması ve anlaşılması kolay Kısıtlılıkları Fazla veri gerektirmesi Her döneme eşit ağırlık verilmesi Ağırlandırılmış hareketli ortalama -Subjektif Ft= Geçmiş Dönem/n

37 Basit Hareketli Ortalama Örneği
Aylar (2010) Dönem Gerçekleşen Satışlar n=3 Tahmini Değer Ocak 1 2000 Şubat 2 1350 #YOK Mart 3 1950 Nisan 4 1975 1767 Mayıs 5 3100 1758 Haziran 6 1750 2342 Temmuz 7 1550 2275 Ağustos 8 1300 2133 Eylül 9 2200 1533 Ekim 10 2770 1683 Kasım 11 2350 2090 Aralık 12 2440 Aylar (2010) Dönem Gerçekleşen Satışlar n=5 Tahmini Değer Ocak 1 2000 Şubat 2 1350 #YOK Mart 3 1950 Nisan 4 1975 Mayıs 5 3100 Haziran 6 1750 2075 Temmuz 7 1550 2025 Ağustos 8 1300 2065 Eylül 9 2200 1935 Ekim 10 2770 1980 Kasım 11 2350 1914 Aralık 12 2034

38 Ağırlıklı Hareketli Ortalama (Weighted Moving Average)
D* : Tahmin talep değeri Di : i. Dönemde gerçekleşen satış Wi : ağırlık katsayısı (0 ile 1 arasında) Ağırlıkların verilmesi kuralı, yakın geçmişteki verilerin tahminlemedeki etkisinin daha yüksek olmasını istiyor isek, giderek bir önceki döneme göre daha yüksek ağırlı değerleri göz önüne alınarak hesaplama yaptırılır. Ağırlıklar tecrübe ve sezgiye dayalıdır. Eski datalara verilen önem daha azdır. Prof. Dr. Tijen Ertay

39 Ağırlıklı Hareketli Ortalama
Ağırlıklar Periyot 3 Geçen ay 2 iki ay önce 1 üç ay önce 6 ağırlıklar toplamı Gerçek 3-aylık Aylar Satışlar HO January 10 February 12 March 13 April 16 May 19 June 23 July 26 10 12 13 [(3 x 13) + (2 x 12) + (10)]/6 =16 [(3 x 16) + (2 x 13) + (12)]/6 = 141/3 [(3 x 19) + (2 x 16) + (13)]/6 = 17 [(3 x 23) + (2 x 19) + (16)]/6 = 201/2 Prof. Dr. Tijen Ertay

40 Ağırlıklı Hareketli Ortalamalar Tahmini
30 – 25 – 20 – 15 – 10 – 5 – Sales demand | | | | | | | | | | | | J F M A M J J A S O N D Mevcut Satışlar Figure 4.2 Prof. Dr. Tijen Ertay

41 İkili Hareketli Ortalama
Eğer incelenen veriler birinci veya ikinci dereceden polinom şeklinde trende sahipse basit ve ağırlıklı hareketli ortalama yöntemi kullanmak uygun olmayabilir, çünkü bu durumda tahmini değerler gerçekleşen değerleri gecikmeli olarak arkadan takip eder. Bu yanlılığı düzeltmek için ikili hareketli ortalama yöntemi kullanılmaktadır. Basit hareketli ortalamayı Mt ile, çift hareketli ortalamayı Mtd ile gösterirsek, çift hareketli ortalama yöntemi;

42

43

44

45

46

47 Merkezi Hareketli Ortalama
Merkezi hareketli ortalamanın basit hareketli ortalamadan farkı, kullanılan gözlemlerin seçimindedir. Basit hareketli ortalamada hep geçmiş dönemlere ait veriler kullanılırken, merkezi hareketli ortalamada hem geçmiş hem de gelecek dönemlere ait veriler kullanılır. Örneğin, dönem sayısı 5 iken, merkezsel hareketli ortalama değeri bulunmak isteniyorsa iki dönem önceki, iki dönem sonraki ve o dönemdeki verilerin ortalaması alınmaktadır.

48 Üstel Düzgünleştirme Yöntemleri
Basit Üstel Düzeltme Uyarlamalı Yanıt Oranlı Üstel Düzeltme Holt’un Trend Üstel Düzeltme Holt Winter Mevsimsellik Üstel Düzeltme

49 Üstel Düzgünleştirme Yöntemleri
Geçmişteki verilere giderek azalan oranda farklı ağırlık verilmesi Bu yöntemlerde sabit parametre tanımları gereklidir. 0 ile 1 arasında değişen bu parametre değerleri geçmiş verilere verilecek ağırlıkların etkisini gösterir.

50 Basit Üstel Düzgünleştirme Yöntemi
Bu yöntemde önceki veriler üstel ağırlıklandırılmış hareketli ortalamalar kullanılarak hesaplanır. Azalan veya artan trend olmadığında uygundur Bu yöntemde amaç şu andaki düzeyi belirleyerek geleceğe ilişkin tahmin yapmaktır. This is an obvious extension the moving average method. With simple moving average forecasts the mean of the past k observations used as a forecast have equal eights (1/k) for all k data points. With exponential smoothing the idea is that the most recent observations will usually provide the best guide as to the future, so we want a weighting scheme that has decreasing weights as the observations get older

51 Basit Üstel Düzgünleştirme Yöntemi
Formül, Ft bileşenleriyle beraber aşağıdaki şekilde gösterilirse daha iyi anlaşılır. Ft-1 , Ft-2 bileşenleri olarak gösterilirse formül aşağıdaki şekle dönüşür.

52 Basit Üstel Düzgünleştirme Yöntemi
Aşağıdaki tablo  = 0.2, 0.4, 0.6için verilmiş ağırlıkları göstermektedir.

53 Basit Üstel Düzgünleştirme
Kullanımı Talep daha çok son dönemin etkisi altındaysa Daha az veriye ihtiyaç duyması Üstel fonksiyona benziyor Parametre α: Düzeltme katsayısı Talep değişkense α artırılır Düzgünleştirme fazla Düşük n ile aynı etkiye sahip Talep düzgünse α azaltılır Düzgünleştirme az Yüksek n ile aynı etkiye sahip 0<α<1 Formülü Geçmiş verilere verilen ağırlıklar gittikçe azalan bir yapıya sahiptir. Yorumu α 0,20 demek gelecek dönemdeki talebin %20 si son dönemden, %80 si diğer geçmiş verilerden etkileniyor demektir.

54 Üstel Düzgünleştirme Örneği
Aylar (2010) Dönem Gerçekleşen Satışlar α=0,1 α=0,5 α=0,9 Ocak 1 2000 #YOK Şubat 2 1350 Mart 3 1950 1935 1675 1415 Nisan 4 1975 1937 1813 1897 Mayıs 5 3100 1940 1894 1967 Haziran 6 1750 2056 2497 2987 Temmuz 7 1550 2026 2123 1874 Ağustos 8 1300 1978 1837 1582 Eylül 9 2200 1910 1568 1328 Ekim 10 2775 1939 1884 2113 Kasım 11 2350 2023 2330 2709 Aralık 12 2340 2386 α=0,5 Üstel Düzgünleştirme

55 Tahmin Hatasına Dayalı Model Seçimi
Aylar (2010) Dönem Gerçekleşen Satışlar n=3 n=5 Tahmini Değer Hata Mutlak Hata Hata Karesi Ocak 1 2000 Şubat 2 1350 #YOK Mart 3 1950 Nisan 4 1975 1767 208 43403 Mayıs 5 3100 1758 1342 Haziran 6 1750 2342 -592 592 350069 2075 -325 325 105625 Temmuz 7 1550 2275 -725 725 525625 2025 -475 475 225625 Ağustos 8 1300 2133 -833 833 694444 2065 -765 765 585225 Eylül 9 2200 1533 667 444444 1935 265 70225 Ekim 10 2770 1683 1087 1980 790 624100 Kasım 11 2350 2090 260 67600 1914 436 190096 Aralık 12 2440 2034 Toplam 1413 5713 -74 3056 Ortalama 177 714 638313 -12 509 300149

56 Tahmin Hatasına Dayalı Model Seçimi
Aylar (2010) Dönem Gerçekleşen Satışlar α=0,1 α=0,5 α=0,9 Tahmini Değer Hata Mutlak Hata Hata Karesi Ocak 1 2000 #YOK Şubat 2 1350 -650 650 422500 Mart 3 1950 1935 15 225 1675 275 75625 1415 535 286225 Nisan 4 1975 1937 39 1482 1813 163 26406 1897 79 6162 Mayıs 5 3100 1940 1160 1894 1206 1967 1133 Haziran 6 1750 2056 -306 306 93829 2497 -747 747 557822 2987 -1237 1237 Temmuz 7 1550 2026 -476 476 226275 2123 -573 573 328831 1874 -324 324 104763 Ağustos 8 1300 1978 -678 678 459840 1837 -537 537 288067 1582 -282 282 79731 Eylül 9 2200 1910 290 83924 1568 632 398970 1328 872 759971 Ekim 10 2775 1939 836 698439 1884 891 793561 2113 662 438477 Kasım 11 2350 2023 327 107030 2330 20 417 2709 -359 359 128725 Aralık 12 2340 2386 Toplam 556 4776 680 5694 429 6132 Ortalama 56 478 343833 68 569 434724 43 613 503937

57 Uyarlamalı Yanıt Oranlı Ü. D. Yöntemi (Adaptive Response Rate E. S.)
Kavram düzeyinde, basit Ü.D. Tekniğine benzer; farkı, düzeltme katsayısının değişken oluşudur. Tekniğin en önemli üstünlüğü, her tür zaman serisinde kullanılabilmesidir. Tahmin hesaplamada birkaç hazırlık hesaplaması yapılmaktadır. Bu hesaplamalarda beta hata düzeltme parametresi olup değeri 0<β<1 arasındaki gerçel sayıdır. Ayrıca, tahmin hatası et, düzeltilmiş ortalama hata Et ve düzeltilmiş mutlak hata Met ile gösterilmek üzer, hazırlık hesaplamaları: Bu teknikte dönüm noktalarının önceden belirlenememesi veya gecikmeli olarak belirlenmesi zayıf noktasıdır. Başlangıç düzgünleştirme katsayıları ve hazırlık düzgünleştirme katsayıları iradi olarak belirlendiğinden bu iki katsayı değiştikçe sonuç da değişecektir; ancak betadaki değişme sonucu çok etkilemeyecektir.

58 Brown’un Tek Parametreli İkili Ü.D. Yöntemi
Basit Ü.D. Yönteminde trend olması durumunda tahmin değerleri gerçekleşen değerleri gecikmeli olarak arkadan takip eder. Çünkü basit üstel düzeltme tekniğinde rastgele dalgalanmaların yatay doğru etrafında dalgalandığı varsayımı yapılmaktadır. Eğer incelenen seride bir artış ya da azalış eğilimi (trendi) varsa Brown’un modeli daha iyi sonuç verecektir. Bu modelde başlangıç değerlerini belirlemek için kullanılan denklemler aşağıdaki gibidir: Çift hareketli ortalama yönteminde olduğu gibi bu istatistik yardımıyla tahmin modelindeki at ve bt istatistiki değerleri aşağıdaki denklemlerden hesaplanır. Bu değer kullanılarak t dönem sonrasının öngörü değerini kestirmek için oluşturulan tahmin modeli: Bu modelde gözlemlenen en son Y değeri t anına ait olup bir dönem sonrası t=1, iki dönem sonrası t=2 … olarak alınır.

59 Holt’un İkili Trend Üstel Düzgünleştirme

60 Holt’un İkili Trend Üstel Düzeltme Yöntemi
Ft=Lt-1+Tt-1 Daha sonraki dönemler için bu yöntemde üç eşitlik ve iki parametre kullanılır. Üstel düzgünleştirilmiş son dönem düzey tahmini: Trend tahmini: M dönem sonrası için tahmin: Lt = t döneminde düzey tahmini  = düzeltme katsayısı (parametresi). yt = t dönemindeki gözlem değeri  = trend tahmini için düzgünleştirme katsayısı bt = t dönemindeki serinin tahmini trend değeri m = gelecekte tahmin edilecek dönem.

61 Holt’un İkili Trend Üstel Düzeltme Yöntemi
Bu yöntemde algoritmayı başlatmak için iki tahmin değerinin belirlenmesi gerekir: Birincisi, düzgünleştirilmiş L1 değeri İkincisi, Trend b1 değeri Bunun için; L1 = y1 ve b1= y2-y1 veya L1=y1 ve b1=0 veya regresyon analizi ile y=a+bx a= düzey değeri, b=trend değeri  ve  ağırlıkları ortalama hata karelerini minimize edecek veya subjektif olarak belirlenen parametreler Büyük ağırlıklar bileşene daha hızlı tepki verilmesini sağlarken, küçük ağırlıklar bileşene daha az tepki verilmesini sağlar

62

63 Örnek Trend etkisi olduğu için iki başlangıç değerinin belirlenmesi gerekir: Düzgünleştirilmiş ilk düzey değeri, L1 Başlangıç trend değeri, b1. İlk gözlemlenen değer L1 olarak ve başlangıç trend değeri b1 = 0 olarak belirlenebilir  = .3 ve =.1 olduğu varsayılsın.

64 L2= 0,3*350+0,70*500=455

65 Tahmin-Gerçekleşen Grafiği

66 Doğrusal Olmayan Trend Analizi (Üçlü Üstel Düzeltme Tekniği)
Serinin trendi doğrusal olmayıp parabolik veya genel olarak ikinci dereceden polinom şeklindeyse Üçlü Üstel Düzeltme tekniği önerilmektedir.

67 Winter’s Üçlü Mevsimsel Düzeltme Yöntemi
Üstel düzeltme yönteminin uzantısı. Trend ve mevsimsellik içeren veriler için uygulanabilir. Holt yönteminin uzantısı olarak üç düzeltme parametresine sahip. Ek bir denklem eklenerek mevsimselliğe göre düzeltme (düzgünleştirme) sağlanır.

68 Çarpımsal ve Toplamsal Model
Toplamsal Model: Veriler trenden bağımsız ve mevsimsel hareketlerin büyüklüğü zaman içinde sabit varsayılır Çarpımsal Model: Mevsimsel hareketlerin trende bağlı olarak değiştiği ve trendin bir çarpanı olduğu varsayılmaktadır. Genellikle çarpımsal model tercih edilmektedir. Çarpımsal basit bir logaritmik dönüşümle gerektiğinde toplamsal hale getirilebilir. Ancak bu dönüştürme serideki tüm değerler pozitif ve sıfırdan farklı ise mümkündür.

69 Zaman Bileşenlerinin Farklı Yapıları

70 Winter’s Üçlü Mevsimsel Düzeltme Yöntemi
Winter’s çarpımsal modelinin bileşenleri için gerekli olan üç eşitlik : Üstel düzgünleştirilmiş seriler için: Trend tahmini için: Mevsimsellik tahmini için:

71 Winter’s Üçlü Mevsimsel Düzeltme Yöntemi
Bu durumda m dönemi için tahmin: Lt = Serinin düzeyi.  = veri için düzgünleştirme katsayısı. yt = t dönemindeki yeni veya gözlemlenmiş değer  = trend tahmini için düzgünleştirme katsayısı. bt = trend tahmini.  = mevsimsellik tahmini için düzgünleştirme katsayısı. St =mevsimsellik bileşenin tahmini. m = tahmin edilecek gelecek dönem. s = mevsimselliğin uzunluğu (mevsimsellikteki dönem sayısı) = gelecekteki m dönemi için tahmin

72 Winter’s Üçlü Mevsimsel Düzeltme Yöntemi
Holt metodunda olduğu gibi , , ve  subjektif olarak belirlenebilir veya ortalama hata karelerini minimize edecek değerler belirlenebilir Tüm üstel düzgünleştirme yöntemlerinde olduğu gibi algoritmanın başlatılabilmesi için tüm bileşenlerin (Lt, bt , St) değerlerinin belirlenmesi gerekir.

73 Winter’s Üçlü Mevsimsel Düzeltme Yöntemi
Mevsimsellik endeks için başlangıç değerine karar verebilmek için en az bir dönemlik (örneğin s dönem) verinin kullanılması gerekir Bu nedenle s döneminde düzey ve trend başlangıç değerleri oluşturulmalıdır. Düzeyin başlangıç değeri için: Trendin başlangıç değeri için: Mevsimsellik endeksin başlangıç değeri için:

74 Winter’s Üçlü Mevsimsel Düzeltme Yöntemi
Örneğimizdeki şirket için  = .4,  = .1, ve  = .3 olsun.  düzgünleştirme katsayısı verideki rassallığı elimine ederek düzgünleştirmesini sağlar.  düzgünleştirme katsayısı verideki trendin düzgünleştirilmesini sağlar  düzgünleştirme katsayısı verideki mevsimselliğin düzgünleştirilmesini sağlar Düzgünleştirme serisi için Lt, trend için bt, ve mevsimsellik endeksi için St oluşturulmalıdır.

75 Örnek

76 Örnek  = 0.4, = 0.1,  = 0.3

77 Toplamsal Mevsimsellik
Holt’s Winters’ toplamsal mevsimsellik modeli aşağıdaki denklemlerden oluşur: Ls ve bs için başlangıç değerleri çarpımsal modeldeki ile aynıdır Ancak mevsimsellik endeksinin başlangıç değerleri için aşağıdaki eşitlikler kullanılır.

78 Zaman Serili Regresyon Analizi
Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

79 Trend Analizi Parametreleri Formülü Kullanımı
Uzun dönemli artış/azalış gözlemlendiğinde Regresyon yöntemine benzer Analizde bağımsız değişken daima zamandır. Bağımsız değişken olarak bağımlı değişkenin geçmiş (gecikmiş) değerleri kullanılır. Parametreleri a: Katsayısı b: Eğim Parametreler EKK yöntemiyle belirlenir. Formülü

80 Doğrusal Trend Doğrusu
b = a = y - b x n = dönem sayısı x = = x ortalaması y = = y ortalaması xy - nxy x2 - nx2 x n y y = a + bx a = kesişim b = doğrunun eğimi x = Dönem y = x dönemi için talep tahmini Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

81 En Küçük Kareler Örneği
x(dönem) y(Talep) xy x2 Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

82 En Küçük Kareler … x = = 6.5 78 12 y = = 46.42 557 b = = =1= 1.72
a = y - bx = (1.72)(6.5) = 35.2 (12)(6.5)(46.42) (6.5)2 xy - nxy x2 - nx2 78 12 557 Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

83 y = 35.2 + 1.72(13) = 57.56 birim Doğrusal trend doğrusu
y = x 13. Dönem tahmini y = (13) = birim 70 – 60 – 50 – 40 – 30 – 20 – 10 – 0 – | | | | | | | | | | | | | Gerçekleşen Talep Period Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

84 Trend Analizi Trend fonksiyonu (doğrusu) bütün değerleri hesaplama içine kattığından EKK yöntemiyle belirlenebilir. Ancak klasik regresyonda trend doğrusal bir regresyon değildir. Çünkü bağımlı değişken Y rastsal bir değişken olmayıp tarihsel bir veri birikimidir. Ayrıca, zaman serisindeki bir değer, bir dağılımda yer alan değer olmayıp bir zaman kesitinde gerçekleşmiş ve önceki zaman kesitlerinde gerçekleşen değerlere sıkıca bağımlıdır. Dolayısıyla, zaman serileri arasında bağımsızlık varsayımı geçerli değildir. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

85 Doğrusal Olmayan Trend Analizi
Uzun dönemdeki genel eğilim çoğu zaman sabit büyüme hızı göstermeyebilir. Bu durumda zaman serisi doğrusal olmayan bir trend yapısı gösterecektir ve bu yapıyı yakalayacak farklı yöntemler kullanmak gerekecektir. Üstel trend-logaritmik: Azalış veya artış oranlarını gösterir. Logaritması alınmış fonksiyonun Y değerini bulmak için antilogu alınmalıdır. Log Y ile x grafiğe yerleştirildiğinde düz bir doğru gösterir. Bu logaritmik düz doğru serinin sabit oranda ne kadar artığını gösterir. Oranı belirlemek için antlilog b hesaplanır. Bu değer her x birimlik değişimin değeridir. (Hoshmand, 2010). Ayrıca fark alma işlemiyle doğrusal eşitliğin, ikinci dereceden polinom veya daha üst düzey eşitliği görmek için kullanılabilir. Kuadratik trend: Teknoloji endüstrisinde olduğu gibi zaman serisi belirli dönemdeki azalış ve artışları gösteren bir yapı sergileyebilir. Bunun için ikinci dereceden polinom fonksiyonları kullanılabilir. Trend doğrusunu oluşturmak için genellikle yılık veri kullanılır, böylece ortaya çıkabilecek mevsimsellik etki giderilmiş olacak. (Hoshmand, 2010) Denklemde α ve bt sabit parametrelerdir ve seri β katsayısı kadar büyüme göstermektedir. Daha büyük β katsayısı, daha dik bir eğimi ifade eder. Diğer taraftan (b) üstel fonksiyonu gösterir ki doğrusal trendden daha hızlı bir büyümeyi ifade eder. Üstel trend denklem.. gibi gösterilebilir. Denklemde β t dönemine kadarki pozitif sabit artışı ölçmektedir. Şekil © S- şeklindeki trend doğrusunu göstermektedir. Bu tür trend başlangıçta hızlı bir büyümenin ardından yavaşca azalan endüstrilerde görülen trendir. Gompertz curve bu tür trend doğrusuna örnek verilebilir. Parabolik veya ikinci dereceden trend yapısı şekil (d) gösterilmektedir. Trendden arındırılmış seri durağan zaman serisi haline dönüşür. (Hoshmand, 2010)

86 Kukla Değişkenli Mevsimsellik Analizi
Örnek: İmalat sanayinde firma karlarının (Y) bağımlı değişken, satışların (S) açıklayıcı değişken olduğu bir model 3 aylık verilerle tahmin edilecektir. Ayrıca mevsimlik etkiler için sabit kuklası kullanılacaktır: Yt = β0 + β1St + β2D2 + β3D3 + β4D4 + et Kuklalar şu şekilde tanımlanmıştır: D2: İkinci çeyrekte 1, diğerlerinde 0 değerini alır. D3: Üçüncü çeyrekte 1, diğerlerinde 0 değerini alır. D4: Dördüncü çeyrekte 1, diğerlerinde 0 değerini alır. Üçer Aylar Kar (milyon) Satışlar D2 D3 D4 2010-I 10503 114862 II 12092 123968 1 III 10834 121454 IV 12201 131917 2011-I 12245 129911 14001 140976 12213 137828 12820 145465

87 Kukla Değişkenli Mevsimsellik Analizi
Regresyon Analizi Sonuçları Kart = b1+b2D2+b3D3+b4D4+b5(satış)t+et Bu modelde ortalama kar düzeyleri Birinci çeyrekte: β0 + β1St, İkinci çeyrekte: (β0 + β2) + β1St, Üçüncü çeyrekte: (β0 + β3) + β1St Dördüncü çeyrekte: (β0 + β4) + β1St’dir. Referans kategori birinci çeyrektir. Diğer mevsimlerin etkileri birinci çeyreğe göre tanımlanır. Değişken Katsayı Std. Hata t İstatistik P (olasılık) c 6688 1711 3,90 0,0009 D2 1322 638 2,071 0,0521 D3 -217 632 -0,344 0,7343 D4 183 654 0,281 0,7817 Satış 0,038 0,011 3,33 0,0035

88 Kukla Değişkenli Mevsimsellik Analizi
Örneğe eğim kuklaları da ekleyelim: Kt = β0 + β1St + β2D2 + β3D3 + β4D4 + β5(D2*St) + β6(D3*St) + β7(D4*St) + et Bu modelde ortalama kar düzeyleri B irinci çeyrekte β0 + β1St, İkinci çeyrekte (β0 + β2) + (β1+ β5)St, Üçüncü çeyrekte (β0 + β3) + (β1+ β6)St Dördüncü çeyrekte (β0 + β4) + (β1+ β7)St’dir.

89 Trend Analizi Mevsimlik Analizi Konjüktürel Analiz
AYRIŞTIRMA ANALİZİ Trend Analizi Mevsimlik Analizi Konjüktürel Analiz Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

90 Trend Analizi Trendin varlığı, yapısı ve etkisi belirlenir
Grafiksel yöntem Yarı ortalamalar yöntemi: Veri ikiye bölünür ve bu veri setinin ortalaması alınır. Bu ortalamalar bir noktayı temsil eder ve iki noktadan bir doğru geçer kuralından iki ortalama nokta birleştirilir. EKK yöntemi Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

91 Mevsimsellik Dalgalanma ve Mevsimlik Dalgalandırmadan Arındırma
Mevsimsellik dalgalanmasının belirlenebilmesi için serinin aylık veya üçer aylık olması gerekir ve genellikle hareketli ortalamaya oran yöntemi kullanılır. Aylık verilerde 12’li, üçer aylık verilerde dörtlü hareketli ortalamalar hesaplanır. Aylık verilerde hesaplanan 12’li hareketli ortalama değerleri (12+1)/2=6,5 uncu değerlere karşılık geleceğinden 12’li hareketli ortalama değerlerinin de tekrar ikili hareketli ortalamaları hesaplanarak merkezlenir. Bunun sonucu ilk hareketli ortalama değeri 7.aya karşılık gelir. Her ayın gözlenen değeri, karşılık gelen hareketli ortalama değerine bölünüp 100 ile çarpıldığında hareketli ortalamaların oranların yüzdeleri bulunmuş olur. Endeks yüzde değer olduğundan 12 ayın toplam değeri 1200 olmak zorundadır. Bundan farklı çıkması durumunda düzeltme çarpanı kullanılmalıdır. Aylık veriler için düzeltme çarpanı= 1200/(Ay ortalamaları toplamı) Üç aylık için düzeltme çarpanı=400/(Dönem ortalamaları toplamı) Gözlem değerleri mevsim endeksine bölünüp 100 ile çarpıldığında veriler mevsimlik etkiden arındırılmış olur. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

92 Konjüktürel ve Rassal Etkinin Belirlenmesi
Yıllık verilerden düzenlenmiş zaman serilerinde trend ve konjüktürel dalgalanmalar gözlemlenebilmektedir. Çünkü mevsimlik ve düzensiz dalgalanmalar kısa dönemdeki (aylık veya üçer aylık) veriler olursa gözlemlenebilirler. Dolayısıyla yıllık veriler için, Y=T*C eşitliği yazılabilir. Bu eşitlikte her iki taraf T’ye bölünürse, Y/T= T*C/C=C olur. Böylece yıllık serinin gözlenen değerleri (bulunulan trend fonksiyonundan) kestirilen değerlere bölünerek konjüktürel etki görülebilir. Burada konjüktürün değişmediği varsayımı yapılmaktadır. Ekonomide dönüm noktaları olduğunda bu durum firma üzerindeki etkisi ayrıca incelenmelidir. Eğer aylık verilerden oluşan çok uzun bir seri varsa, serinin dört bileşeni de görülebilir. Bu durumda konjüktürü bulmada önce seri değerleri T*S değerlerine bölünerek, Y/T*S=T*S*C*I / T*S =C*I bulunarak konjüktür ve düzensiz hareketler açığa çıkarılır. Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

93 Tahmin Modellerinin Değerlendirilmesi
Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

94 Tahmin Hatasının Belirlenmesi
Tahmin Hatası= Gerçekleşen (Xt) -Tahmini Değer (Ft) Ortalama Mutlak Sapma (MAE) Ortalama Hata Karesi (MSE) U Theil Katsayısı= Hata değerlerine farklı ağırlık veriyor. Amaç Hata boyutunun belirlenmesi Yöntemlerin karşılaştırılması Rassal hatalardan kaynaklanan değişimler dışındaki tüm hatalar belirlenmeli ve düzeltilmelidir.

95 Tahmin Hatasının İzlenmesi
1. İzleme Sinyali: Talepteki değişimleri dikkate almak için. İzleme Sinyali= Bir tahminin gerçek değerlere ne kadar yaklaştığını gösterir. 2 ile 5 arasında olduğu sürece sorun olmadığı düşünülüyor. Tüm hata dikkate alınıyor. 2. Kontrol Şemaları Tahmin hatalarının belirli sınırlar içinde kalması istenir. Bireysel hatalar da görülebiliyor. (Xt - Ft) MAD

96 İzleme Sinyali – – – Talep Tahmin Hata E = Dönem (Xt) Ft Xt - Ft (Xt - Ft) MAD – 1.00 2.00 1.62 3.00 4.25 5.01 6.00 7.19 8.18 9.20 10.17 İzleme Sinyali Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

97 İzleme Sinyali 3 – 2 – 1 – 0 – Üstel Düzeltme Katsayısı( = 0.30)
-1 – -2 – -3 – Doğrusal Trend Doğrusu İzleme Sinyali(MAD) | | | | | | | | | | | | | Period Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

98 İstatistiksel Kontrol Şemaları
 = (Dt - Ft)2 n - 1 Kullanılarak hata tahminin istatistiksel kontrol limitleri belirlenir. - Kontrol limitleri  3 aralığına göre oluşturulur. Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

99 İstatistiksel Kontrol Şemaları
Hatalar 18.39 – 12.24 – 6.12 – 0 – -6.12 – – – | | | | | | | | | | | | | Period UCL = +3 LCL = -3 Copyright 2006 John Wiley & Sons, Inc.

100 Tahmin Yönteminin Seçimi
Tahmin Dönemi Kısa ve Orta Dönemli Tahminler Hareketli Ortalama Üstel Düzeltme Uzun Dönemli Tahminler Delphi Nedensel Modeller Verilerin Mevcudiyeti Arzulanan doğruluk derecesi Tahminin önemine ve işletmenin esnekliğine bağlı Veri toplama, analiz ve değerlendirme maliyeti Nitelikli personel Sayısal Modellerden Elde Edilen Sonuçların Sayısal olmayan Yöntemlerle Gözden Geçirilmesi

101 Talebin Yaşam Eğrisine Göre Yöntemler
Talep Promosyonlar, Fiyatlandırma, üretim programları, stok yönetimi (ekonometrik modeller, Pazar anketleri, zaman serileri) Durağanlık Tesis genişletme, Pazar stratejileri, üretim planı (regresyon, Pazar anketleri, zaman serileri) Büyüme Ürün dizaynı, tesis büyüklüğü, dağıtım pazarlama yöntemleri (Pazar araştırması, anketler, Delphi) Gir iş ve Gelişme Zaman Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ

102 KAYNAKÇA Prof. Dr. Üzeyme doğan
Argun Karacabey, Halil Sarıaslan, Sayısal Yöntemler Sevinç Üreten, Stratejik Kararlar İsmail Hakkı Armutlulu Yrd. Doç. Dr. Ayşe YILDIZ