Translate

28 Kasım 2019 Perşembe

Ehtimal Hesabı və Milli Məclis Seçkiləri

Bir neçə saat öncə, Yeni Azərbaycan Partiyasının millətvəkilləri tərəfindən Milli Məclisin buraxılması barədə prezidentə müraciəti yayıldı. Bununla da, ölkənin əsas gündəm mövzusu növbədənkənar Milli Məclis seçkiləri oldu.

Uzun zamandır ölkənin müxalif düşərgəsi və ölkə ictimaiyyətinin tez-tez səsləndirdiyi fikirlərdən biri  müxalif qüvvələrin vahid platforma ətrafında birləşməsidir. Ölkəmizdəki müxalifət partiyalarının hamısı olmasa da, əsas müxalifət partiyalarının müxtəlif bloklar altında seçkidə iştirakını görmüşük. Təssüf ki, bu seçkilərdə də rəsmi olaraq ciddi bir nəticə əldə olunmayıb. 

Bu yazıda kiçik bir ehtiham hesabı ilə, növbəti Milli Məclis seçkilərində müxalifətin şanslarını hesablayacam. Bunun üçün ehtimal nəzəriyyəsinin əsas mövzularından biri olan kombinasiya hesablarından istifadə edəcəm. 

Nə qədər real görünməsə də, növbəti Milli Məclis seçkilərində müxalifət partiyalarının vahid bir blok halında seçkiyə qatıldığını fərz edək. Bu halda seçkidə 3 tərəf olacaq: YAP, Müxalifətin VAHİD BLOKU və bitərəf namizədlər. Milli Məclisimizdə 125 millət vəkili olduğunu nəzərə alsaq hər dairə üzrə hər tərəfdən sadəcə bir namizədin olacağı təqdirdə, ölkə üzrə millət vəkilliyinə cəmi 375 nəfər namizəd olcaqdır. 

Müxalifətin parlametdə gücünün olması üçün fraksiya yaradacaq qədər millət vəkilinə sahib olması çox vacibdir. Mövcud qanunvericiliyə görə, Milli Məclisdə fraksiya yaratmaq üçün ən az 25 millət vəkili olmalıdır. 

Milli Məclisə 125 dairə arasında fərq qoymadan, müxalifətin VAHİD BLOKUNDAN 25 nəfərin seçilməsi ehtimalı %20 faizdir. 


Bu ehtimal o zaman doğru olar ki, dairə fərqi nəzərə alınmayacaq. Ancaq 375 nəfər arasından seçiləcək 125 nəfərin dairəsi əhəmiyyət kəsb edəcəksə və 125 nəfərin arasından seçiləbiləcək 25 nəfər müxalifət nümayəndəsinin də hansı dairədən seçilməsi önəm kəsb edəcəksə, 25 nəfər müxalifət nümayəndəsinin millət vəkli seçilməsi ehtimalı sıfıra bərabərdir. 



13 Kasım 2019 Çarşamba

Buzdolabı Perakende Satış Fiyatlarını Etkileyen Faktörler


Bu çalışmanın amacı, Arçelik buzdolabının İzmir ve Manisa illerinde perakende satışlarını ekonometrik model aracılığı ile incelemektir. Çalışmada buzdolabı perakende satışları üzerinde etkisi olduğu düşünülen etkenler: buzdolabı birim fiyatı, çamaşır makinesi satış adedi, derin dondurucu perakende satış adedi, enflasyon, euro/tl ve dolar/tl kuru olarak düşünülmektedir. Analizde kullanılan tüm seriler aylık verilerden oluşarak 2013 ocak ayı ile 2017 araklık ayı arasındaki dönemi kapsamakta olup %10 anlamlılık düzeyinde durağandır. Çalışmada kullanılan serilerin yapısını incelemek amacı ile, grafikleri çizilerek sonuçları aşağıda sunulmuştur.

Şekil 1: Beyaz Eşya Perakende Satış Adedi




Şekil 1’de Buzdolabı, çamaşır makinesi ve derin dondurucuya ait perakende satış grafikleri gösterilmiştir. Grafikler dikkatli bir şekilde incelendiğinde, beyaz eşya perakende satış adedinin mevsimsel dalgalanmaya sahip olduğu gözlemlenmektedir. Beyaz eşya perakende satış adedi kış aylarında azlırken, bahar ve yaz aylarında artmaktadır. Sözkonusu mevsimsel etkileri daha net görebilmek amacı ile, ilgili serilerin mevsimsel grafikleri çizilerek Şekil 2’de sunulmuştur.

Şekil 2: Buzdolabı, Çamaşır Makinesi ve Derin Dondurucu Perakende Satış Adedi’ne ait
Mevsimsel Grafik



Beyaz eşyaların mevsimsel satış grafikleri incelendiğinde buzdolabı ve çamaşır makinesinde haziran, temmuz, ağustos aylarında ciddi artışlar gözlemlenirken, derin dondurucu satışları ağustos ve ekim aylarında ciddi artışlar göstermektedir.

Buzdolabı perakende satışına doğrudan etki eden, birim fiyatı, enflasyon, euro ve dolar kuru grafikleri çizilerek Şekil 3’te sunulmuştur.

Şekil 3: Buzdolabı Perakende Satışını Etkileyen Faktörler



Şekil 3’te sunulan grafikler incelendiğinde tüm etkenlerin genel olarak pozitif trende sahip olduğu gözlemlenmekte olsa da, buzdolabı perakende birim fiyatı ve enflasyon nispeten dalgalanmalara sahiptir. Bu grafiklerden yola çıkarak, enflasyon, euro ve dolar kurlarında atışın birim fiyatlarını artırıcı yönde etki edeceği ön bilgisi oluşur. Fakat bu bilgi daha sonra regresyon analizi sonucunda daha detaylı incelenecektir.

Her hangi bir ekonometrik çalışmada kullanılan değişkenlere ait tanımlayıcı istatistikler önemli bilgiler taşımaktadır. Bu amaçla, buzdolabı perakende satış adedi ve onu etkileyen diğer faktörlerle ilgili tanımlayıcı istatistikler hesaplanarak Tablo 1’de sunulmuştur.
   
Tablo 1: Tanımlayıcı İstatistikler


BDPA
CMPA
DDPA
BDPBF
ENF
EURO
USD
 Ortalama
 43478.50
 46443.20
 14107.57
 1836.623
 8.586167
 3.180833
 2.694333
 Medyan
 41812.50
 46143.50
 6275.000
 1813.550
 8.135000
 3.050000
 2.695000
 Maksimum
 79574.00
 65461.00
 91190.00
 2408.500
 12.98000
 4.550000
 3.880000
 Minimum
 18255.00
 30983.00
 1896.000
 1465.400
 6.130000
 2.340000
 1.760000
 Std.Sap
 15338.29
 7957.978
 17879.50
 226.0370
 1.581576
 0.564925
 0.636512
 Çarpıklık
 0.289992
 0.222328
 2.301539
 0.198860
 0.910662
 0.685918
 0.251855
 Basıklık
 2.156078
 2.677762
 8.473066
 2.158398
 3.128199
 2.756021
 1.837346








 Jarque-Bera
 2.621465
 0.753890
 127.8570
 2.166191
 8.334134
 4.853643
 4.013718
 Olasılık
 0.269623
 0.685954
 0.000000
 0.338546
 0.015498
 0.088317
 0.134410








 Toplam
 2608710.
 2786592.
 846454.0
 110197.4
 515.1700
 190.8500
 161.6600
 Sap.Kar.Top
 1.39E+10
 3.74E+09
 1.89E+10
 3014470.
 147.5816
 18.82926
 23.90367








 Gözlem Sayı
 60
 60
 60
 60
 60
 60
 60

BDPA: Buzdolabı Perakende Satış Adedi, CMPA: Çamaşır Makinesi Perakende Satış Adedi, DDPA: Derin Dondurucu Perakende Satış Adedi, BDPBF: Buzdolabı Perakende Satış Birim Fiyatı, ENF: Enflasyon, Euro: Euro TL Kuru, USD: Dolar Tl Kuru.

Tablo 1’de sunulan tanımlayıcı istatistikler incelendiği zaman, ilgilenilen dönem içinde buzdolabı perakende satış adedi ortalaması çamaşır makinesi perakende satış adedi ortalamasından az olsa da, derin dondurucu perakende satış adedi ortalamasından yaklaşık olark 3 kat daha büyüktur. Beyaz eşya perakende satış adedi değişkenlere ait ortalama satış adedi en az derin dodurucu satışlarında olsa da, dönem içinde en fazla satışı gerçekleştirilen beyaz eşaynın da derin dondurucu olması dikkate değer bir durumdur. Ayrıca her üç değişkene ait çarpıklık değeriin pozitif olması, bu değişkenlerin sağa doğru çarpık dağılıma sahip olduğunun göstergesidir. Bu bilgiye göre, ilgilenen dönemde aylık satışların büyük bir kısmı genel ortalamanın altında gerçekleşmiştir. Buzdolabı ve çamaşır makinesi perakende satış adedi normal dağılıma sahipken, derin dondurucu perakende satış adedi normal dağılıma sahip değildir.

Buzdolabı perakende satış birim fiyatı değişkeni ile ilgili tanımlayıcı istatistiklere göre, bu dönem içinde birim fiyatı, 1465.4 ile 2408.5 arasında değişmekte olup, dönem içinde ortalama satış fiyatı 1836.6 TL’ye eşit olmuştur. Böylece incelenen dönem içinde minimum fiyat ile maksimum fiyat arasındakı  fark 943.1 TL olmuştur. Bu sonuç, dönem içinde taban fiyat ile tavan fiyat arasında %64.3 oranında bir fark olduğunu göstermektedir. BDPBF değişkenine ait çarpıklık değeri pozitif olduğundan, dönem içinde aylık satış birim fiyatlarının büyük çoğunluğu ortalama birim fiyatının altında kalmıştır. JB testi ve ilgili olasılık değerine göre, BDPBF değişkeni normal dağılıma sahiptir.

Enflasyon değişkenine ait tanımlayıcı istatistikler incelendiğinde ilgilenilen dönem içinde ortalama enflasyonun %8.58 olduğu görülmektedir. Dönem içinde enflasyon değeri %6.13 ile %12.98 arasında değişmiştir. Dönem içindeki buzdolabı taban ve tavan fiyatları arasındakı artış oranı ile, dönem içindeki taban ve tavan enflasyonu arasındaki artış karşılaştırıldığında, buzdolabı birim fiyatları üzerindeki atış kaynağının enflasyondan çok başka nedenlere dayandığını ifade etmek mümkündür. Çarpıklık değerinin pozitif  olması ve ya sağa çarpık olması dönem içindeki enflasyon değerlerinin büyük çoğunluğunun ortalama enflasyondan küçük olduğunu göstermektedir. JB testi ve ilgili olasılık değerine göre, enflasyon değişkeni normal dağılıma sahip değildir.

Euro/TL paritesini ifade eden değişken ile ilgili tanımlayıcı istatistikler incelendiğinde dönem ortalamasının 3.18 TL olduğu görülmektedir. Euro/TL paritesi dönem içinde 2.34-4.55 arasında değişimiştir. Bir başka ifade ile, verilen dönem içerisinde TL, Euro karşısında %94.4 değer kaybetmiştir. Çarpıklık değerinin pozitif  olması ve ya sağa çarpık olması dönem içindeki enflasyon değerlerinin büyük çoğunluğunun ortalama parite değerinden küçük olduğunu göstermektedir. JB testi ve ilgili olasılık değerine göre, Euro/TL değişkeni normal dağılıma sahiptir. 

Dolar/TL paritesini ifade eden değişken ile ilgili tanımlayıcı istatistikler incelendiğinde dönem ortalamasının 2.69 TL olduğu görülmektedir. Dolar/TL paritesi dönem içinde 1.76-3.88 arasında değişimiştir. Bir başka ifade ile, verilen dönem içerisinde TL, Dolar karşısında %120 değer kaybetmiştir. Çarpıklık değerinin pozitif  olması ve ya sağa çarpık olması dönem içindeki enflasyon değerlerinin büyük çoğunluğunun ortalama parite değerinden küçük olduğunu göstermektedir. JB testi ve ilgili olasılık değerine göre Dolar/TL değişkeni normal dağılıma sahiptir. 

İlgilenilen dönemde birim fiyatı taban ve tavan değerleri arasında % 64.3 artış olmasına karşın, enflasyonun taban ve tavan değerleri arasında %6.85, Euro/TL paritesinde %94.4, Dolar/TL paritesinde ise, %120’lik artış sözkonusudur. Bu bilgiler ışığında, buzdolabı birim fiyatlarındaki artışının üzerindeki en etkin faktörler euro ve doların değerlenmesidir.

Ekonometrik Model
Çalışmanın amacına uygun olarak düşünülen model aşağıda verilmiştir. Burada, olası değişken varyansı azaltmak ve yorumlama açısından kolaylık sağlanması amacı ile değişkenlerin doğal logatirması alınarak tam logaritmik model kurulmuştur.

LBDPAt= β01LÇMPAt2DDPAt3LBDPBFt4ENFt5LEUROt6LUSDt+ut     (1)

Dikkat edilirse, (1) modelinde yer alan tüm değişkenlerin logaritması alınmışken, enflasyon değerinin logatirması alınmamıştır. Bunun temel nedeni, enflasyon değişkeninin yüzdelik birimle ölçülmesidir. Model (1) EKK yöntemi ile tahmin edilerek sonuçları Tablo 2’de sunulmuştur. 

Tablo 2: Model 1 Sonuçları





Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.  
C
9.566872
3.297675
2.901096
0.0054
LCMPA
0.946409
0.158944
5.954341
0.0000
LDDPA
0.191970
0.024954
7.693027
0.0000
LBDPBF
-1.496337
0.365889
-4.089599
0.0001
ENF
0.010959
0.018019
0.608192
0.5457
LUSD
0.768879
0.327642
2.346705
0.0227
LEURO
-0.378330
0.453921
-0.833471
0.4083
R-squared
0.882329
    Mean dependent var
10.61514
Adjusted R-squared
0.869008
    S.D. dependent var
0.370609
S.E. of regression
0.134134
    Akaike info criterion
-1.070676
Sum squared resid
0.953571
    Schwarz criterion
-0.826336
Log likelihood
39.12028
    Hannan-Quinn criter.
-0.975101
F-statistic
66.23473
    Durbin-Watson stat
0.619433
Prob(F-statistic)
0.000000










Elde edilen sonuçlara göre, enflasyon ve euro dolar paristesi %5 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamsızdır. Bu değişkenleri modelden çıkarmadan once, Wald testi ve gereksiz değişken testleri yapılmış ve yukardakı durum sağlamlaştırılmıştır. İlgii test sonuçları aşağıda verilmiştir.

Wald testinde sıfır hipotezi altında c(5)=c(7)=0 hipotezi, gereksiz değişken testinde ise, enflasyon ve euro/tl paritesini ifade eden, enflasyon ve euro değişkenlerinin gerksiz olduğu düşüncesiyle test edilmiştir. Bu iki test, aynı şeyi ifade etmenin farklı yollarıdır. Test sonuçları Tablo 3 ve Tablo 4’de sunulmuştur.
Tablo 3: Wald Testi




Test Statistic
Value
df
Probability
F-statistic
 0.349895
(2, 53)
 0.7064
Chi-square
 0.699790
 2
 0.7048




Null Hypothesis: C(5)=C(7)=0

Null Hypothesis Summary:




Tablo 4: Gereksiz Değişken Testi
Redundant Variables Test


Null hypothesis: ENF LEURO are jointly insignificant
Equation: UNTITLED


Specification: LBDPA C  LCMPA LDDPA LBDPBF ENF LUSD LEURO
Redundant Variables: ENF LEURO


Value
df
Probability

F-statistic
 0.349895
(2, 53)
 0.7064

Likelihood ratio
 0.787030
 2
 0.6747







Her iki test için ilgili olasılık değerlerine bakıldığında, olasılık değerlerinin 0.7064’e eşit olduğu görülmektedir. Her iki test sonucuna göre, sıfır hipotezi kabül edilir. Yani, β5 ve β7 katsayıları birleşik olarak sıfıra eşittir. Bir başka ifade ile, enflasyon ve leuro değişkenleri (1) modeli için gereksiz değişkenlerdir. Enflasyon ve LEURO değişkenlerinin gereksiz olduğu sonucuna vardıktan sonra, bu değişkenler (1) modelinden çıkartılarak yeniden tahmin edilmiş ve sonuçları Tablo 5’te sunulmuştur.

Tablo 5: Sınırlı Model





Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.  
C
9.348053
3.247141
2.878857
0.0057
LCMPA
0.975328
0.153222
6.365437
0.0000
LDDPA
0.185721
0.023399
7.937252
0.0000
LBDPBF
-1.518841
0.359544
-4.224353
0.0001
LUSD
0.556605
0.196080
2.838671
0.0063
R-squared
0.880775
    Mean dependent var
10.61514
Adjusted R-squared
0.872104
    S.D. dependent var
0.370609
S.E. of regression
0.132539
    Akaike info criterion
-1.124226
Sum squared resid
0.966161
    Schwarz criterion
-0.949697
Log likelihood
38.72677
    Hannan-Quinn criter.
-1.055958
F-statistic
101.5785
    Durbin-Watson stat
0.616882
Prob(F-statistic)
0.000000




Modelin ekonomik yorumlanmasından önce model istatistiksel olarak yorumlanmıştır. Elde edilen sonuçlarına göre, modele dahil edilmiş değişkenler tek tek istatistiksel olarak anlamlı olmakla beraber, modelin genel anlamlılığını gösteren F istatistiği ve ilgili olasılık değeri %5 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamlıdır. Modele dahil edilen değişkenler bağımlı değişkende olan değişmelerin yaklaşık olarak %87.2’ni açıklamaktadır.

Tahmin edilen katsayıların sapmasız, tutarlı ve etkin katsayılar olması için, modelden elde edilen hataların EKK varsayımlarını sağlaması gerekmektedir. Bu amaçla, hatalar üzerinde değişken varyans, otokorelasyon ve normallik testleri yapılmış ve sonuçları aşağıdaki tablolarda sunulmuştur.

Tablo 6: White Değişken Varyans Testi
Heteroskedasticity Test: White






F-statistic
1.066655
    Prob. F(14,45)
0.4111
Obs*R-squared
14.94982
    Prob. Chi-Square(14)
0.3816
Scaled explained SS
10.39790
    Prob. Chi-Square(14)
0.7326
   Tablo 7: LM Otokorelasyon Testi
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:






F-statistic
73.28188
    Prob. F(1,54)
0.0000
Obs*R-squared
34.54469
    Prob. Chi-Square(1)
0.0000






%5 anlamlılık düzeyine göre, hatalar değişken varyans içermezken, otokorelasyon içermektedir.

Şekil 4: Jarqu-Bera Normallik Testi



JB test sonuçlarına göre, %5 anlamlılık düzeyinde hatalar normal dağılıma sahiptir. Hatalar otokorelasyon içerirken ve normal dağılıma sahip olsalar bile, tahmin edilen katsayılar sapmasızlık özelliğini kaybetmektedirler. Model hatalarının otokorelasyon içerdiğini dikkate alarak bu sonucu ortadan kaldırmak amacı ile, modele AR terimleri dahil edilerek Genelleştirilmiş En Küçük Kareler yöntemi ile tahmin edilmiş ve elde edilen sonuçlar Tablo 8’de sunulmuştur.

  
Tablo 8: AR Terimli Model





Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.  





C
6.029616
1.884821
3.199039
0.0023
LCMPA
0.733450
0.089769
8.170407
0.0000
LDDPA
0.175645
0.026094
6.731347
0.0000
LBDPBF
-0.685296
0.224421
-3.053613
0.0036
LUSD
0.291011
0.118045
2.465264
0.0170
AR(1)
0.227371
0.111799
2.033740
0.0471
AR(6)
-0.417668
0.153153
-2.727120
0.0087
AR(12)
0.392158
0.185774
2.110947
0.0396
R-squared
0.959123
    Mean dependent var
10.61514
Adjusted R-squared
0.953620
    S.D. dependent var
0.370609
S.E. of regression
0.079814
    Akaike info criterion
-1.646949
Sum squared resid
0.331257
    Schwarz criterion
-1.367703
Log likelihood
57.40846
    Hannan-Quinn criter.
-1.537720
F-statistic
174.2999
    Durbin-Watson stat
1.813681
Prob(F-statistic)
0.000000








Inverted AR Roots
      .89
     .87+.49i
   .87-.49i
 .45-.76i

 .45+.76i
     .02+.97i
   .02-.97i
-.43+.76i

-.43-.76i
    -.82+.49i
  -.82-.49i
     -.86


Modele AR terimleri eklendikden sonra tahmin edilen model sonuçlarına göre, %5 anlamlılık düzeyinde değişkenler tek tek istatistiksel olarak anlamlıdır. Modelin genel anlamlılığını gösteren F testi ve ilgili olasılık değeri dikkate alındığında modelin genel olarak anlamlı olduğu ifade edilebilir. Düzeltilmiş R2 değerine göre, modelde yer alan bağımsız değişkenler, bağımlı değişkende olan değişmelerin yaklaşık %95.3’nü açıklamaktadır. Model katsayıların sapmasız, etkin ve tutarlılık özelliklerini sağlayıp sağlamadığını belirlemek amacı ile, değişken varyans otokorelasyon ve normallik testleri yapılarak sonuçları aşağıda verilen tablolarda sunulmuştur.

Tablo 9: White Değişken Testi
Heteroskedasticity Test: White






F-statistic
1.418961
    Prob. F(43,16)
0.2265
Obs*R-squared
47.53495
    Prob. Chi-Square(43)
0.2932
Scaled explained SS
39.74326
    Prob. Chi-Square(43)
0.6133






Tablo 10: LM Otokorelasyon Testi
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:






F-statistic
0.723714
    Prob. F(1,51)
0.3989
Obs*R-squared
0.839515
    Prob. Chi-Square(1)
0.3595






Tablo 9 ve Tablo 10’da verilen ilgili test sonuçlarına göre, %5 anlamlılık düzeyinde hatlar değişken varyans ve otokorelasyon içermemektedir.

Şekil 5: Jarqu Bera Normallik Testi




Jarque-Bera test sonuçlarına göre %5 anlamlılık düzeyinde hatalar normal dağılıma sahiptir. Test sonuçlarından elde edinilen bilgilere göre, Tablo 8’da sunulan model katsayıları sapmasız ve etkin katsayılardır. Tablo 5 ve Tablo 8'de sunulan modellerde dikkat edilmesi gereken diğer bir nokta ise, Tablo 8'de verilen modelin varyansı ile beraber Akaike Bilgi Kriteri ve Bayes Schwarz Bilgi kriterlerinin daha küçük olmasıdır. Bu bilgilere dayanarak Tablo 8'de sunulan modelin daha iyi bir model olduğu söylenebilir.

Tablo 5’de  sunulan model otokorelasyon içerdiğinden modele, AR terimleri eklenerek tahmin edilimiştir. Bu modelin durağanlığı için, modele eklenen AR parametrelerinin katsayıları birim çember içinde olması gerekmektedir. AR terimlerine ait tahmin edilmiş katsayıların birim çemberin içinde olup olmadığını test etmek amacı ile, köklerin birim çembere göre konumları çizilmiş ve sonucu Şekil 6’da sunulmuştur.

Şekil 6: AR Kökleri



Şekil 6’dan görüldüğü gibi, AR terimlerine ait tahmin edilmiş katsayılar birim çemberin içinde yer almaktadır. Bu bilgiye dayanarak, modelin durağan olduğu ifade edilebilir. Model AR terimleri içerdiğinden, eklenen AR terimlerin teorik değerlerle uygumluluğu test edilmelidir. Bu amaçla, tahmin edilmiş katsayılar ile teorik değerlerden oluşan korelogram çizilmiş ve sonuçları Şekil 7’de sunulmuştur.
Şekil 7: Teorik ve Gerçek AR Parametreleri


Şekil 7’de sunulan bilgilere göre, gerçek ve teorik AR parametreleri oldukça iyi bir uyum içindedirler. Modelin uyumu için tahmin edilmiş bağımlı değişken ile, bağımlı değişkenin gözlemlenen değerleri ve hatalara ilişkin grafik çizilerek Şekil 8’de sunulmuştur.

  
Şekil 8: Model Uyum Grafiği



Şekil 8’dan görüldüğü üzere gözlemlenen değerlerle modelden elde edilen değerler çok iyi uyum içindedir. Tahmin edilmiş değerler özellikle dönüm noktalarını çok iyi bir şekilde tahmin etmiştir.
Tüm bu istatistiksel yorumlardan sonra, Tablo 8’de sunulan modelin ekonomik açıdan yorumlanmasında her hangi bir sakınca yoktur.

Tüm diğer değişkenler sıfıra eşit olduğu zaman, BDPA sayısı ortalama olarak 6.03’e eşit olacaktır. Yani, buzdolabı satışılarına etki eden tüm etkenler sıfıra eşit olsa dahi perakende olarak her ay ortalama 6 buzdolabı satılacaktır.

Çamaşır makinesi perakende satışında %1 artış olduğunda, buzdolabı satışı ortalama olarak %0.73 artarken, derin dondurucu perakende satışında %1’lik artış olduğunga buzdolabı satışı ortalama olarak %0.175 artacaktır.

Diğer değişkenler sabit tutulduğunda, buzdolabı perakende satış fiyatında %1 artış olduğunda, buzdolabı perakende satış hacmi ortalama olarak %0.68 azalmaktadır.

Dolar kurunda %1’lik bir artış olduğu zaman, buzdolabı perakende satış hacmi ortalama olarak % 0.29 artmaktadır.

Ocak ve aralık aylarında satışlarda %1 artış olduğunda cari satışlar uygun olarak %0.22 ve %0.39 artarken, haziran ayında satışlarda %1 artış olduğunda cari satışlar ortalama olarak %0.41 azalmaktadır.

Bütün bu sonuçlar ekonomik teori açısından beklenen sonuçlardır.