Ülkeler arası gerçek faiz oranı (%) açıklamak

İktisat literatüründe reel faiz oranının, hem parasal hem de fiyat düzeyiyle ilgili değişkenlerden etkilendiği kabul edilmektedir. Reel faiz oranı, nominal faiz oranının enflasyondan arındırılmasıyla elde edildiği için, enflasyon oranı bu değişkenin en temel belirleyicilerinden biridir. Enflasyondaki artış, nominal faiz oranı sabitken reel faiz oranını düşürmekte, bu nedenle enflasyon ile reel faiz oranı arasında genellikle negatif yönlü bir ilişki beklenmektedir.

Mevduat faiz oranı ise finansal piyasalarda nominal faiz oranını temsil eden önemli bir göstergedir. Bankaların mevduata uyguladığı faiz oranları, tasarruf sahiplerinin getirilerini ve finansal piyasadaki fon arzını etkilemektedir. Nominal faiz oranındaki artışın, enflasyon sabitken, reel faiz oranını artırması beklenmektedir. Bu nedenle mevduat faiz oranı, reel faiz oranını açıklamada önemli bir değişken olarak literatürde sıklıkla kullanılmaktadır.

Geniş para arzı büyümesi, ekonomideki likidite koşullarını yansıtan bir diğer önemli faktördür. Para arzındaki artış, faiz oranları üzerinde aşağı yönlü baskı oluşturabilmekte ve enflasyon beklentilerini etkileyebilmektedir. Literatürde para arzı büyümesi ile reel faiz oranı arasında genellikle negatif yönlü bir ilişki olduğu belirtilmektedir.

Bu çerçevede çalışmada reel faiz oranı; enflasyon, mevduat faiz oranı ve geniş para arzı büyümesi değişkenleri kullanılarak açıklanmaya çalışılmıştır.

WDI veri yükleme

library(WDI)
library(tidyverse)

FR.INR.RINR : Gerçek faiz oranı (%) FP.CPI.TOTL.ZG : Enflasyon, tüketici fiyatları (yıllık %) FR.INR.DPST : Mevduat faiz oranı (%) FM.LBL.BMNY.ZG : Geniş para arzı büyümesi (yıllık %)

data <- WDI(indicator = c(“FR.INR.RINR”, “FP.CPI.TOTL.ZG”, “FR.INR.DPST”, “FM.LBL.BMNY.ZG”))

write_csv(data, “Gercek faiz oranı_veri.csv”)

df <- read_csv("Gercek faiz orani_veri.csv")
ekstra <- WDI_data$country
dfekstra <- left_join(df, ekstra)
## Joining with `by = join_by(country, iso2c, iso3c)`
df_ulkeler <- dfekstra %>% filter(region != "Aggregates")
df_ulkeler_temiz <- df_ulkeler %>% filter(!is.na(FR.INR.RINR),
                                          !is.na(FP.CPI.TOTL.ZG),
                                          !is.na(FR.INR.DPST ),
                                          !is.na(FM.LBL.BMNY.ZG))
df_2000 <- df_ulkeler_temiz %>% filter(year == 2000)
df_2005 <- df_ulkeler_temiz %>% filter(year == 2005)
df_2010 <- df_ulkeler_temiz %>% filter(year == 2010)
df_2015 <- df_ulkeler_temiz %>% filter(year == 2015)
df_2020 <- df_ulkeler_temiz %>% filter(year == 2020)
df_2024 <- df_ulkeler_temiz %>% filter(year == 2024)

2000 yılı analizi

library(ggplot2)
ggplot(df_2000, aes(FP.CPI.TOTL.ZG, FR.INR.RINR)) +
  geom_point() +
  geom_smooth(method = "lm")
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

Yorum

2000 yılına ait grafikte enflasyon ile reel faiz oranı arasında negatif yönlü bir ilişki görülmektedir. Enflasyon arttıkça reel faiz oranının azalma eğiliminde olduğu gözlemlenmektedir. Noktalar regresyon doğrusuna görece yakın yerleşmiştir. Bu durum, basit regresyonda elde edilen yüksek ve anlamlı R² sonucunu desteklemektedir.

Basit regresyon 2000

regresyon_2000 <- lm(FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2000)
summary(regresyon_2000)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2000)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -20.824  -5.711   0.207   4.421  39.573 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)    10.56844    1.16058   9.106 3.63e-14 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.23230    0.02774  -8.374 1.08e-12 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 10.25 on 84 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.455,  Adjusted R-squared:  0.4485 
## F-statistic: 70.13 on 1 and 84 DF,  p-value: 1.078e-12

Yorum

2000 yılı için kurulan basit regresyon modelinde enflasyon ile reel faiz oranı arasında negatif ve istatistiksel olarak anlamlı bir ilişki bulunmaktadır. Enflasyon katsayısının p-value değeri 0.05’ten küçüktür, bu da enflasyonun reel faiz oranını anlamlı şekilde etkilediğini göstermektedir. Modelin R² değeri 0.455 olup, reel faiz oranındaki değişimin yaklaşık %45’i enflasyon tarafından açıklanmaktadır. Bu sonuç, modelin açıklama gücünün orta düzeyde olduğunu göstermektedir.

Çoklu regresyon 2000

regresyon_2000_coklu <- lm(FR.INR.RINR ~  FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG,data = df_2000)
summary(regresyon_2000_coklu)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG, 
##     data = df_2000)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -22.422  -4.492   0.204   4.645  32.757 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     3.95194    1.96961   2.006   0.0481 *  
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.30608    0.06658  -4.597 1.54e-05 ***
## FR.INR.DPST     0.84489    0.19896   4.247 5.69e-05 ***
## FM.LBL.BMNY.ZG -0.02940    0.05855  -0.502   0.6169    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 9.391 on 82 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.5532, Adjusted R-squared:  0.5369 
## F-statistic: 33.85 on 3 and 82 DF,  p-value: 2.462e-14

Yorum

2000 yılı için kurulan çoklu regresyon modeli istatistiksel olarak anlamlıdır (p-value < 0.05). Modelin R² değeri 0.553 olup, reel faiz oranındaki değişimin yaklaşık %55’i enflasyon, mevduat faizi ve para arzı büyümesi tarafından açıklanmaktadır. Enflasyon ve mevduat faiz oranı değişkenleri anlamlıdır, para arzı büyümesi ise anlamlı değildir. Bu sonuç, reel faiz oranının özellikle enflasyon ve mevduat faiziyle açıklandığını göstermektedir.

2005 yılı analizi

ggplot(df_2005, aes(FP.CPI.TOTL.ZG, FR.INR.RINR)) +
  geom_point() +
  geom_smooth(method = "lm")
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

####Yorum

2005 yılı grafiğinde enflasyon ile reel faiz oranı arasındaki ilişki zayıf görünmektedir. Noktalar geniş bir alana dağılmıştır ve regresyon doğrusunun eğimi oldukça düşüktür. Bu grafik, basit regresyonda elde edilen düşük R² ve anlamsız p-value sonuçlarıyla uyumludur.

Basit regresyon 2005

regresyon_2005 <- lm(FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2005)
summary(regresyon_2005)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2005)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -23.146  -4.374  -0.046   4.238  39.714 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)      6.1725     1.2857   4.801 4.97e-06 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG  -0.1821     0.1512  -1.204    0.231    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 8.798 on 111 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.0129, Adjusted R-squared:  0.004007 
## F-statistic: 1.451 on 1 and 111 DF,  p-value: 0.231

Yorum

2005 yılı sonuçlarına göre enflasyon katsayısının p-value değeri 0.05’ten büyüktür, bu nedenle enflasyonun reel faiz oranı üzerinde istatistiksel olarak anlamlı bir etkisi yoktur. Ayrıca modelin R² değeri 0.0129 gibi oldukça düşük bir seviyededir. Bu durum, enflasyonun reel faiz oranındaki değişimi neredeyse hiç açıklayamadığını göstermektedir. Dolayısıyla 2005 yılı için modelin açıklayıcılığı oldukça zayıftır

Çoklu regresyon 2005

regresyon_2005_coklu <- lm(FR.INR.RINR ~  FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG,data = df_2005)
summary(regresyon_2005_coklu)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG, 
##     data = df_2005)
## 
## Residuals:
##      Min       1Q   Median       3Q      Max 
## -18.2548  -4.2237  -0.2408   3.9498  25.0444 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     3.29172    1.47035   2.239 0.027205 *  
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.56807    0.16474  -3.448 0.000803 ***
## FR.INR.DPST     1.27893    0.23254   5.500 2.53e-07 ***
## FM.LBL.BMNY.ZG -0.12775    0.06427  -1.988 0.049340 *  
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 7.828 on 109 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.2326, Adjusted R-squared:  0.2115 
## F-statistic: 11.01 on 3 and 109 DF,  p-value: 2.252e-06

yorum

2005 yılı modelinin genel olarak anlamlı olduğu görülmektedir (F testi p-value < 0.05). Ancak R² değeri 0.233 ile açıklama gücü orta-düşük seviyededir. Enflasyon ve mevduat faiz oranı istatistiksel olarak anlamlı, para arzı büyümesi ise sınırlı düzeyde anlamlıdır. Bu yıl reel faiz oranının birden fazla parasal değişkenden etkilendiği söylenebilir.

2010 yılı analizi

ggplot(df_2010, aes(FP.CPI.TOTL.ZG, FR.INR.RINR)) +
  geom_point() +
  geom_smooth(method = "lm")
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

yorum

2010 yılına ait grafikte enflasyon ile reel faiz oranı arasında hafif negatif bir ilişki görülmektedir. Ancak veri noktalarının dağınık olması nedeniyle ilişkinin güçlü olmadığı söylenebilir. Bu durum, regresyon sonucunda enflasyonun anlamlı olmasına rağmen açıklama gücünün düşük çıkmasını görsel olarak desteklemektedir.

Basit regresyon 2010

regresyon_2010 <- lm(FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2010)
summary(regresyon_2010)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2010)
## 
## Residuals:
##      Min       1Q   Median       3Q      Max 
## -23.3240  -4.6875   0.1445   4.2307  29.6539 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)      6.6942     1.1213   5.970 2.61e-08 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG  -0.4200     0.1781  -2.358     0.02 *  
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 7.935 on 117 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.04539,    Adjusted R-squared:  0.03723 
## F-statistic: 5.563 on 1 and 117 DF,  p-value: 0.02001

yorum

2010 yılı için enflasyon ile reel faiz oranı arasında negatif yönlü ve istatistiksel olarak anlamlı bir ilişki bulunmaktadır. Enflasyon değişkeninin p-value değeri 0.05’ten küçüktür. Ancak modelin R² değeri 0.045 olup oldukça düşüktür. Bu sonuç, enflasyonun reel faiz oranı üzerinde anlamlı bir etkisi olmasına rağmen, açıklama gücünün zayıf olduğunu göstermektedir.

Çoklu regresyon 2010

regresyon_2010_coklu <- lm(FR.INR.RINR ~  FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG,data = df_2010)
summary(regresyon_2010_coklu)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG, 
##     data = df_2010)
## 
## Residuals:
##      Min       1Q   Median       3Q      Max 
## -23.9066  -4.1863   0.0969   4.5326  28.6641 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     6.13050    1.46554   4.183 5.64e-05 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.54315    0.21082  -2.576   0.0112 *  
## FR.INR.DPST     0.30533    0.23952   1.275   0.2050    
## FM.LBL.BMNY.ZG -0.03829    0.07958  -0.481   0.6313    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 7.948 on 115 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.05871,    Adjusted R-squared:  0.03415 
## F-statistic: 2.391 on 3 and 115 DF,  p-value: 0.07228

yorum

2010 yılı için kurulan modelin genel anlamlılığı zayıftır (p-value ≈ 0.07). Modelin R² değeri 0.059 olup oldukça düşüktür. Sadece enflasyon değişkeni anlamlı, mevduat faizi ve para arzı büyümesi anlamlı değildir. Bu sonuç, modelin reel faiz oranını açıklamada yetersiz kaldığını göstermektedir.

2015 yılı analizi

ggplot(df_2015, aes(FP.CPI.TOTL.ZG, FR.INR.RINR)) +
  geom_point() +
  geom_smooth(method = "lm")
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

yorum

2015 yılı grafiğinde regresyon doğrusunun eğimi negatif olsa da, noktalar oldukça dağınıktır. Bu durum, enflasyon ile reel faiz oranı arasında belirgin bir ilişki olmadığını göstermektedir. Grafik, basit regresyonda elde edilen anlamsız p-value ve düşük R² sonuçlarıyla uyumludur.

Basit regresyon 2015

regresyon_2015 <- lm(FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2015)
summary(regresyon_2015)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2015)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -17.801  -5.774  -2.937   3.378  47.989 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)      9.8622     1.0196   9.673   <2e-16 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG  -0.1620     0.1287  -1.259    0.211    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 9.988 on 120 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.01303,    Adjusted R-squared:  0.004808 
## F-statistic: 1.585 on 1 and 120 DF,  p-value: 0.2105

yorum

2015 yılı sonuçlarında enflasyon katsayısının p-value değeri 0.05’ten büyüktür, bu nedenle enflasyonun reel faiz oranı üzerinde anlamlı bir etkisi bulunmamaktadır. Ayrıca R² değeri 0.013 ile oldukça düşüktür. Bu bulgular, 2015 yılında reel faiz oranının enflasyon dışında başka faktörler tarafından belirlendiğini göstermektedir

Çoklu regresyon 2015

regresyon_2015_coklu <- lm(FR.INR.RINR ~  FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG,data = df_2015)
summary(regresyon_2015_coklu)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG, 
##     data = df_2015)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -20.252  -5.252  -2.517   2.759  45.571 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)      8.8181     1.4065   6.269 6.16e-09 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG  -0.1347     0.1487  -0.906   0.3667    
## FR.INR.DPST      0.4758     0.2398   1.984   0.0496 *  
## FM.LBL.BMNY.ZG  -0.1224     0.0616  -1.987   0.0492 *  
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 9.755 on 118 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.07425,    Adjusted R-squared:  0.05071 
## F-statistic: 3.155 on 3 and 118 DF,  p-value: 0.02746

yorum

2015 yılı modelinin istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir (p-value < 0.05). Ancak R² değeri 0.074 ile açıklama gücü düşüktür. Mevduat faiz oranı ve para arzı büyümesi anlamlı, enflasyon ise anlamlı değildir. Bu yıl reel faiz oranının enflasyon dışındaki parasal faktörlerle daha fazla ilişkili olduğu söylenebilir.

2020 yılı analizi

ggplot(df_2020, aes(FP.CPI.TOTL.ZG, FR.INR.RINR)) +
  geom_point() +
  geom_smooth(method = "lm")
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

yorum

2020 yılı grafiğinde enflasyon ile reel faiz oranı arasında belirgin ve güçlü bir negatif ilişki dikkat çekmektedir. Regresyon doğrusunun eğimi oldukça diktir. Bu görsel ilişki, basit regresyonda bulunan yüksek R² ve istatistiksel olarak anlamlı sonuçları desteklemektedir.

Basit regresyon 2020

regresyon_2020 <- lm(FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2020)
summary(regresyon_2020)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2020)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -24.073  -4.748  -1.853   1.627  39.799 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     8.88514    0.95531   9.301 6.17e-15 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.16513    0.01653  -9.988  < 2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 9.169 on 93 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.5175, Adjusted R-squared:  0.5123 
## F-statistic: 99.76 on 1 and 93 DF,  p-value: < 2.2e-16

yorum

2020 yılı için elde edilen sonuçlara göre enflasyon ile reel faiz oranı arasında güçlü, negatif ve istatistiksel olarak anlamlı bir ilişki vardır. Enflasyon katsayısının p-value değeri 0.05’ten çok küçüktür. Modelin R² değeri 0.517 olup, reel faiz oranındaki değişimin yaklaşık %52’si enflasyon tarafından açıklanmaktadır. Bu sonuç, modelin açıklama gücünün yüksek olduğunu göstermektedir.

Çoklu regresyon 2020

regresyon_2020_coklu <- lm(FR.INR.RINR ~  FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG,data = df_2020)
summary(regresyon_2020_coklu)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG, 
##     data = df_2020)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -21.412  -4.865  -1.973   1.998  40.421 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)    10.01621    1.49360   6.706 1.65e-09 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.05200    0.08570  -0.607    0.546    
## FR.INR.DPST     0.05631    0.24192   0.233    0.816    
## FM.LBL.BMNY.ZG -0.13192    0.09821  -1.343    0.183    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 9.177 on 91 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.527,  Adjusted R-squared:  0.5114 
## F-statistic:  33.8 on 3 and 91 DF,  p-value: 9.048e-15

yorum

2020 yılı için model genel olarak anlamlıdır ve R² değeri 0.527 ile yüksek bir açıklama gücüne sahiptir. Buna rağmen modeldeki hiçbir bağımsız değişken tek tek anlamlı değildir (p-value > 0.05). Bu durum, değişkenler arasında çoklu doğrusal bağlantı olabileceğini düşündürmektedir.

2024 yılı analizi

ggplot(df_2024, aes(FP.CPI.TOTL.ZG, FR.INR.RINR)) +
  geom_point() +
  geom_smooth(method = "lm")
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

yorum

2024 yılına ait grafikte enflasyon arttıkça reel faiz oranının hızlı bir şekilde azaldığı görülmektedir. Noktaların regresyon doğrusuna yakın olması ilişkinin güçlü olduğunu göstermektedir. Bu grafik, basit regresyonda elde edilen çok yüksek R² ve güçlü anlamlılık sonuçlarıyla uyumludur.

Basit regresyon 2024

regresyon_2024 <- lm(FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2024)
summary(regresyon_2024)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG, data = df_2024)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -8.5356 -3.2714 -0.0567  1.7026 29.0936 
## 
## Coefficients:
##                Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     6.73330    0.81271   8.285 7.03e-11 ***
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.25150    0.02574  -9.772 4.30e-13 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 5.59 on 49 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.6609, Adjusted R-squared:  0.654 
## F-statistic:  95.5 on 1 and 49 DF,  p-value: 4.3e-13

yorum

2024 yılı sonuçlarında enflasyonun reel faiz oranı üzerindeki etkisi negatif ve istatistiksel olarak oldukça anlamlıdır. p-value değeri 0.05’ten küçüktür. Modelin R² değeri 0.661 olup, reel faiz oranındaki değişimin yaklaşık %66’sı enflasyon tarafından açıklanmaktadır. Bu durum, enflasyonun 2024 yılında reel faiz oranı için çok güçlü bir açıklayıcı değişken olduğunu göstermektedir.

Çoklu regresyon 2024

regresyon_2024_coklu <- lm(FR.INR.RINR ~  FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG,data = df_2024)
summary(regresyon_2024_coklu)
## 
## Call:
## lm(formula = FR.INR.RINR ~ FP.CPI.TOTL.ZG + FR.INR.DPST + FM.LBL.BMNY.ZG, 
##     data = df_2024)
## 
## Residuals:
##      Min       1Q   Median       3Q      Max 
## -12.1158  -2.2719  -0.1904   1.8549  27.2850 
## 
## Coefficients:
##                 Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)     4.372706   1.260923   3.468  0.00113 ** 
## FP.CPI.TOTL.ZG -0.398388   0.072782  -5.474 1.67e-06 ***
## FR.INR.DPST     0.630952   0.230480   2.738  0.00871 ** 
## FM.LBL.BMNY.ZG -0.003642   0.141715  -0.026  0.97961    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 5.209 on 47 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.7176, Adjusted R-squared:  0.6996 
## F-statistic: 39.81 on 3 and 47 DF,  p-value: 5.919e-13

yorum

2024 yılı modelinin istatistiksel olarak oldukça güçlü olduğu görülmektedir (p-value < 0.05). Modelin R² değeri 0.718 olup, reel faiz oranındaki değişimin yaklaşık %72’si açıklanmaktadır. Enflasyon ve mevduat faiz oranı anlamlı, para arzı büyümesi ise anlamlı değildir. Bu sonuç, 2024 yılında reel faiz oranının özellikle enflasyon ve faiz kanalıyla belirlendiğini göstermektedir.