Mustafa KIRCA1 Şerif CANBAY2 Özet
Bu çalışmanın amacı Türkiye’de Yurtiçi Üretici Fiyat Endeksi (UFE) ile Sanayi Üretim Endeksi (IPI) arasındaki simetrik ve asimetrik nedensellik ilişkilerinin ortaya konulmasıdır. Değişkenler arasındaki ilişkiler incelenirken 2014M01-2019M06 dönemine ait aylık veriler kullanılmaktadır. Çalışmada simetrik nedensellik ilişkileri Hacker ve Hatemi-j (2006) tarafından geliştirilen, asimetrik nedensellik ilişkileri ise Hatemi-j (2006) tarafından geliştirilen bootsrap’a dayalı testlerle belirlenmektedir. Yapılan simetrik nedensellik testi sonucunda değişkenler arasında simetrik nedensellik ilişkilerinin olmadığı, asimetrik nedensellik testi sonucuna göre ise üretici fiyat endeksinin pozitif şokundan, sanayi üretim endekisinin negatif şokuna doğru nedensellik olduğu, yani değişkenler arasında asimetrik bir nedensellik ilişkisinin olduğu görülmektedir. Ayrıca, Hatemi-j (2014) tarafından geliştirilen asimetrik etki-tepki fonksiyonları yardımıyla da elde edilen asimetrik nedensellik ilişkisinin işaretinin pozitif olduğu bulgusuna ulaşılmıştır. Son olarak çalışmada elde edilen bulgularla ilgili iktisadi ve politik çıkarımlara yer verilmektedir.
Anahtar Kelimeler: Üretici Fiyat Endeksi, Sanayi Üretimi Endeksi, Simetrik Nedensellik, Asimetrik Nedensellik Symmetric and Asymmetric Causality Analysis of Relationship Between The Producer Price Index of
Industrial Production Index in Turkey Abstract
The aim of this study is to establish symmetrical and asymmetric causality relations between producer price index and industrial production index in Turkey. Monthly data for the period 2014M01-2019m06 are used when examining relationships between variables. In this study, symmetrical causality relationships are determined by tests developed by Hacker and Hatemi-j (2006) and asymmetric causality relationships are based on bootsrap- based tests developed by Hatemi-j (2006). As a result of the symmetric causality test, there is no symmetric causality relationship between the variables. According to the results of the asymmetric causality test, it was determined that the positive shock of the producer price index was the causality from the negative shock of the industrial production index. In other words, there is an asymmetric causality relationship between the variables. In addition, the sign of asymmetric causality relationship was found to be positive. Finally, economic and political inferences will be made on the results of the study.
Key Words: Producer Price Index, Industrial Production Index, Symmetrical Causality, Asymmetric Causality Giriş
Hükümetlerin en temel hedeflerinin başında iktisadi büyüme vardır. İktisadi büyümenin sağlanabilmesi için en önemli husus ise fiyat istikrarının varlığıdır. Bu nedenle Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankasının en önemli görevlerinin başında fiyat istikrarını sağlamak yer almaktadır. Fiyat istikrarının varlığı halinde bir ülkede iktisadi büyümenin varlığından bahsedilebilir. Fiyat istikrarının olmadığı bir ekonomide ekonomik aktörlerin geleceğe dair belirsizlikler karşısında tutumları da iktisadi büyümeyi engeller nitelikte olabilecektir. Bu belirsizlik tüketicinin talep miktarını firmaların ise yatırımlarını daraltıcı etki meydana getirebilecektir.
Bu çalışma Türkiye’de üretici fiyat endeksi ile sanayi üretimi endeksi arasındaki ilişkileri ortaya koymayı amaçlamaktadır. Bu amaç doğrultusunda 2014M01-2019M06 dönemine ait aylık veriler yardımıyla değişkenler arasındaki ilişkiler Hacker ve Hatemi-j (2006) tarafından geliştirilen simetrik nedensellik testi ve Hatemi-j (2006) tarafından geliştirilen asimetrik nedensellik testleri ile belirlenmeye çalışılmaktadır. Son olarak elde edilen asimetrik nedensellik ilişkilerinin işaretini belirlemek amacıyla Hatemi-j (2014) tarafından geliştirilen asimetrik etki-tepki fonksiyonlarından yararlanılmaktadır.
Literatür İncelemesi
1Düzce Üniversitesi, Akçakoca Bey Siyasal Bilgiler Fakültesi, İktisat Bölümü, e-posta: mustafakirca52@gmail.com
104 Enflasyon ile iktisadi büyüme arasında temel olarak 2 farklı görüş bulunmaktadır. Keynesyen temelli görüş enflasyon ve büyüme arasında pozitif bir ilişkinin olduğu yönündedir. Diğer görüş ise Neoklasik temelli olup bu her iki değişken arasında negatif yönlü bir ilişkinin olduğuna yöneliktir. Bunlarla birlikte bir de her iki değişken arasında istatistiki olarak herhangi bir ilişkinin olmadığını ifade eden araştırmacılar da mevcuttur.
Enflasyon ve iktisadi büyüme arasında Lucas (1973), Romer (1996), Yakışık (2007), Ahmad ve Joyia (2012) ve Mahmoud (2015) pozitif yönlü bir ilişkinin olduğuna yönelik bulgulara ulaşmışken Barro (1995), Kim ve Willett (2000), Hodge (2006) ve Taban (2008) ise negatif yönlü bir ilişki tespit etmişlerdir. Diğer taraftan Bullard ve Keating (1995) ile Chowdhury (2002) ise enflasyon ile iktisadi büyüme arasında istatistiki olarak herhangi bir ilişkiye rastlamamışlardır.
Enflasyon ve iktisadi büyüme üzerine yapılan çalışmaların sonuçları birbirleri ile farklılık göstermekle birlikte bu iki değişken arasında bir ilişkinin varlığı da çok açıktır.
Veri, Yöntem ve Bulgular
Bu çalışmada Türkiye’de Sanayi Üretim Endeksi (IPI)3 ile Yurtiçi Üretici Fiyat Endeksi (UFE) arasındaki ilişkiler
2014M01-2019M064 verilerinden yararlanılarak; Hacker ve Hatemi-j (2006) simetrik nedensellik testi, Hatemi-j
(2012) asimetrik nedensellik testi ve Hatemi-j (2014) asimetrik etki-tepki fonksiyonlarıyla araştırılmaktadır. UFE ve IPI değişkenine ait veriler Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası Elektronik Veri Dağıtım Sisteminden alınmıştır. Değişkenlere ait grafikler Şekil 1’de görülmektedir.
Şekil 1. Değişkenlere ait Zaman Serisi Grafikleri
Temelinde Toda ve Yamamoto (1995) nedensellik testine dayanan Hacker ve Hatemi-j (2006) simetrik nedensellik testinde Eşitlik 1’de görülen Vektör Otoregresif (VAR) (p,dmax) modeli yardımıyla değişkenler arasındaki simetrik
nedensellik ilişkileri analiz edilmektedir. Ayrıca bu teste kritik değerler bootsrap kullanılarak elde edilmesinden dolayı normal dağılımdan sapma sorunu göz ardı edilebilmektedir.
[𝑼𝑭𝑬𝑰𝑷𝑰𝒕 𝒕] = [ 𝜷𝟎𝑰𝑷𝑰 𝜷𝟎𝑼𝑭𝑬 ] + [𝜷𝟏𝟏,𝟏 𝜷𝟏𝟐,𝟏 𝜷𝟐𝟏,𝟏 𝜷𝟐𝟐,𝟏] [ 𝑰𝑷𝑰𝒕−𝟏 𝑼𝑭𝑬𝒕−𝟏] + ⋯ + [ 𝜷𝟏𝟏,𝒑+𝒅𝒎𝒂𝒙 𝜷𝟏𝟐,𝒑+𝒅𝒎𝒂𝒙 𝜷𝟐𝟏,𝒑+𝒅𝒎𝒂𝒙 𝜷𝟐𝟏,𝒑+𝒅𝒎𝒂𝒙] [ 𝑰𝑷𝑰𝒕−𝒑+𝒅𝒎𝒂𝒙 𝑼𝑭𝑬𝒕−𝒑+𝒅𝒎𝒂𝒙 ] + [𝒖𝒖𝟏𝒕 𝟐𝒕] (𝟏) VAR(p,dmax) modelinde “p” (uygun gecikme) değeri Hatemi-J Bilgi Kriteri (HJC) kullanılarak belirlenmektedir.
“dmax” (maksimum bütünleşme) değeri ise birim kök testleri yardımıyla belirlenmektedir. Teste bağımsız
değişkenlere ait 𝜷 katsayılarına kısıt testi uygulanarak MWALD test istatistiği türetilmektedir. Teste ait hipotezler şu şekildedir:
H0 : β12,1 = β 12,2 = ... = β 12, p = 0, " UFE'den IPI'ne doğru nedensellik yoktur." H0 : β 21,1 = β 21,2 = ... = β 21,p = 0, " IPI'den UFE'ne doğru nedensellik yoktur."
3 Tramo/Seats yöntemi kullanılarak mevsimsellikten arındırılmıştır.
4 Verilerin 2014 yılından başlamasının sebebi Türkiye’de ÜFE değişkeninin, 2014 yılından sonra Yurt İçi Üretici Fiyat Endeksi
105 H1 : En az bir β ≠ 0, " UFE'den IPI'ne doğru nedensellik vardır" veya " IPI’den UFE'ne doğru nedensellik vardır."
Test sonucu elde edilen MWALD test istatistik değerleri bootsrap kritik değerleri ile karşılaştırılarak hipotezler hakkında karar verilmektedir. Eğer hesaplanan MWALD istatistiği bootsrap kritik değerlerinden büyükse H0
hipotezi reddedilebilmektedir. Örneğin β12,1 = β 12,2 = ... = β 12, p = 0 hipotezini test etmek amacıyla elde edilen MWALD değeri bootsrap kritik değerinden büyükse, bu hipotez reddedilmekte ve UFE’den IPI’ne doğru nedensellik ilişkisi olduğu sonucuna ulaşılmaktadır.
Hacker ve Hatemi-j (2006) nedensellik testine geçmeden önce ilk olarak değişkenlerin maksimum bütünleşme derecesini (dmax) değerini belirlemek amacıyla Tek kırılmalı ADF birim kök testi değişkenlere uygulanmıştır. Bu
birim kök testinin seçilmesinin en önemli sebebi Şekil 1’de de görüldüğü üzere değişkenlerde yapısal kırılmaların olmasıdır. Yapılan birim kök testi sonuçlarına göre UFE ve IPI hem sabit terimli modelde hem de sabit ve trend terimli modelde birinci farkında durağandır, yani I(1)’lerdir. Bunun anlamı dmax değerinin 1’e eşit olduğudur.
Ayrıca elde edilen kırılma tarihlerinin de Türkiye’de bazı iktisadi ve siyasi sorunların yaşandığı dönemlere geldiği göze çarpmaktadır. IPI değişkeninde tespit edilen anlamlı kırılmaların 15 Temmuz 2016’da yaşanan darbe teşebbüsünden bağımsız olduğu düşünülemez. Şekil 1’de yer alan grafikte de görüldüğü üzere 2016M07 tarihinde IPI’nin dip yaptığı görülmektedir. UFE’de yer alan kırılma tarihlerine bakıldığında, o tarihlerden itibaren, döviz kurunda meydana gelen sıçramalardan dolayı UFE’de bir kırılmanın meydana geldiği düşünülebilir.
Tablo 1. Tek Kırılmalı ADF Birim Kök Testi Sonuçları**
Sabit Terimli Model Sabit ve Trend terimli Model
Değişkenler İstatistiği Test Olasılık Değeri Kırılma Tarihi İstatistiği Test Olasılık Değeri Kırılma Tarihi
UFE -2.67 0.84 2018M03 -2.49 0.99 2018M05
IPI -3.58 0.34 2016M07 -2.55 0.93 2016M07
∆UFE -8.24* 0.01 2018M09 -5.50* 0.01 2018M11
∆IPI -10.17* 0.01 2017M02 -18.93* 0.01 2016M07
* %1 anlamlılığa göre durağanlığı ifade etmektedir.
**Detaylı bilgi için bakınız: Perron (1989, 2006); Perron ve Vogelsang (1993).
Birim kök testinin ardından Hacker ve Hatemi-j (2006) simetrik nedensellik testi değişkenlere uygulanmıştır. Tablo 2’de teste ait sonuçlar yer almaktadır. Simetrik nedensellik testi sonuçlarına göre değişkenler arasında herhangi bir simetrik nedensellik ilişkisinin olmadığı görülmektedir. Çünkü hesaplanan test istatistik değerleri bootsrap kritik değerlerinden büyük değildir.
Tablo 2. Hacker ve Hatemi-j (2006) Bootsrap Simetrik Nedensellik Testi Sonuçları
Sıfır Hipotezleri MWALD Değer** Kritik
UFE'den IPI'ne doğru nedensellik yoktur. 1.53 6.83
IPI'den UFE'ne doğru nedensellik yoktur. 1.74 7.16
** %5 Kritik değerler bootsrap kullanılarak elde edilmiştir.
Her iki VAR modeli için “p” (uygun gecikme değeri)=2 (Hatemi-j Bilgi Kriterine Göre Seçilmiştir.)
dmax (maksimum bütünleşme derecesi)=1
Her ne kadar değişkenler arasında simetrik nedensellik ilişkisi olmasa da asimetrik nedensellik ilişkilerinin olabileceği Hatemi-j (2012) tarafından ifade edilmektedir. Hatemi-j (2012) UFE ve IPI gibi değişkenleri ilk olarak Granger ve Yoon’da (2002) olduğu gibi kümülatif pozitif ve negatif şoklarına ayırmakta, daha sonra bu şokları kullanılarak Hacker ve Hatemi-j (2006) simetrik nedensellik testini gerçekleştirmektedir. Şoklar arasındaki nedensellik ilişkilerinin test edilmesinden dolayı bu teste asimetrik nedensellik testi adı verilmektedir. Şekil 2’de
106 şoklara ait zaman serisi grafikleri yer almaktadır. POZIPI (IPI+); sanayi üretim endeksinin pozitif şokunu, NEGIPI
(IPI-); sanayi üretim endeksinin negatif şokunu, POZUFE (UFE+); üretici fiyatları endeksinin pozitif şokunu ve
son olarak NEGUFE (UFE-); üretici fiyatları endeksinin negatif şokunu göstermektedir.
Şekil 2. Kümülatif Şoklara ait Zaman Serisi Grafikleri
Hatemi-j (2012) asimetrik nedensellik testinde şokların türetilmesinden sonraki aşama tıpkı Hacker ve Hatemi-j (2006) nedensellik testiyle aynı olmasından dolayı ilk olarak şokların maksimum bütünleşme dereceleri (dmax)
Phillips ve Perron (1988) PP birim kök testi yardımıyla belirlenmiştir. Tablo 3’de şoklara ait PP birim kök testi sonuçları yer almaktadır. PP birim kök test sonuçlarına göre şokların tamamı I(1)’dir.
Tablo 3. Şoklara ait PP Birim Kök Testi Sonuçları**
Değişken Test İstatistiği Olasılık
UFE+ -1.45 0.8346 IPI+ -1.19 0.9039 UFE- -0.20 0.9917 IPI- -2.65 0.2582 ∆UFE+ -5.14* 0.0004 ∆IPI+ -8.16* 0.0001 ∆UFE- -4.89* 0.0009 ∆IPI- -8.18 0.0001
*%5 anlamlılığa göre durağanlığı ifade etmektedir.
**Sabit Terimli ve Trendli Model dikkate alınarak birim kök testi uygulanmıştır.
Hatemi-j (2012) asimetrik nedensellik testinde şoklar arasındaki ilişkiler Hacker ve Hatemi-j (2006) simetrik nedensellik testinde olduğu gibi VAR(p,dmax) modeli yardımıyla araştırılmaktadır. Şoklara ait VAR(p,dmax) modeli
şu şekilde gösterilmektedir:
[𝐼𝑃𝐼𝑡 +/− 𝑈𝐹𝐸𝑡+ /−] = [ 𝛼0𝐼𝑃𝐼 +/− 𝛼0𝑈𝐹𝐸 +/−] + [ 𝛼11,1 𝛼12,1 𝛼21,1 𝛼22,1] [ 𝐼𝑃𝐼𝑡−1+/− 𝑈𝐹𝐸𝑡−1+/−] + ⋯ + [ 𝛼11,𝑝+𝑑𝑚𝑎𝑥 𝛼12,𝑝+𝑑𝑚𝑎𝑥 𝛼21,𝑝+𝑑𝑚𝑎𝑥 𝛼22,𝑝+𝑑𝑚𝑎𝑥] [ 𝐼𝑃𝐼𝑡−𝑝+𝑑+/− 𝑚𝑎𝑥 𝑈𝐹𝐸𝑡−𝑝+𝑑 𝑚𝑎𝑥 +/− ] + [𝑒𝑒1𝑡 2𝑡] (2)
107 Model 2 yardımıyla Tablo 4’de görülen 8 adet hipotez test edilebilmektedir. Hipotezleri test edebilmek için kurulan VAR(p,dmax) modelindeki bağımsız değişkenlere α katsayılarına kısıt uygulanarak elde edilen MWALD test
istatistik değeri, eğer bootsrap kritik değerlerinden büyükse H0 hipotezleri reddedilmektedir. Bunun anlamı şoklar
arasında bir nedensellik ilişkisinin yani UFE ile IPI arasında bir asimetrik nedensellik ilişkisinin olduğudur. Tablo 4’de asimetrik nedensellik testi sonuçları görülmektedir.
Tablo 4. Hatemi-j (2012) Asimetrik Nedensellik Testi Sonuçları
Sıfır Hipotezleri MWALD Değer** Kritik p***
UFE +'dan IPI+'na doğru nedensellik yoktur. 2.02 9.89 3
UFE-'dan IPI-'na doğru nedensellik yoktur. 0.11 4.47 1
UFE-'dan IPI+'na doğru nedensellik yoktur. 10.14 26.30 7
UFE+'den IPI-'na doğru nedensellik yoktur. 41.36* 25.49 7
IPI+'dan UFE+'na doğru nedensellik yoktur. 1.38 11.91 3
IPI-'dan UFE-'na doğru nedensellik yoktur. 1.18 4.10 1
IPI-'dan UFE+'na doğru nedensellik yoktur. 0.50 4.87 1
IPI+'dan UFE-'na doğru nedensellik yoktur. 0.08 5.55 1
*%5 anlamlılığa göre nedensellik ilişkisini ifade etmektedir. ** Kritik değerler bootsrap kullanılarak elde edilmiştir.
***Uygun gecikme (p) sayısı HJC kriteri ile belirlenmiştir ve dmax=1'dir.
Hatemi-j (2012) asimetrik nedensellik testi sonuçlarına göre, sadece “UFE+'den IPI-'na doğru nedensellik yoktur”
hipotezini test etmek amacıyla hesaplanan MWALD test istatistik değeri %5 bootsrap kritik değerinden büyüktür. Böylece üretici fiyat endeksinin pozitif şokundan, sanayi üretim endeksinin negatif şokuna doğru bir nedensellik ilişkisinin varlığı tespit edilmiştir. Simetrik ve asimetrik nedensellik testi bulgularına birlikte bakıldığında, UFE ile IPI arasında incelen dönem için simetrik nedensellik ilişkisinin olmadığı, asimetrik nedensellik ilişkisinin olduğu bulgusu elde edilmektedir.
Asimetrik nedensellik testi sonuçlarına göre elde edilen nedensellik ilişkisinin işaretinin tespiti amacıyla Hatemi- j (2014) tarafından geliştirilen asimetrik etki-tepki fonksiyonu kullanılmıştır. Bu etki-tepki fonksiyonları Sims (1980) tarafından geliştirilen VAR modellerine dayanmaktadır. UFE+ ve IPI- birinci farklarında durağan
olmalarından dolayı, bu şokların birinci farkları kullanılarak VAR modelleri tahmin edilip, etki-tepki fonksiyonu türetilmiştir. Burada VAR(p) modeline ait uygun gecikme sayısı 3 olarak belirlenmiştir. Bu gecikme sayısıyla birlikte VAR modelinde arana otokorelasyon, değişen varyans ve katsayıların istikrarlılığı koşulları sağlanmaktadır.
Şekil 3’de görüldüğü üzere üretici fiyat endeksinin pozitif şokunda meydana gelen artış, sanayi üretim endeksinin negatif şokunu artırmaktadır. Buradan girdi fiyatlarında meydana gelen artışın sanayi sektörü üzerinde negatif eğilimlerin artacağını söylemek mümkündür. Ancak bu etkinin sadece 2 dönem için anlamlı olduğu göze çarpmaktadır.
108 Sonuç
Türkiye için 2014M01-2019M06 üretici fiyat endeksi ile sanayi üretimi endeksi arasındaki ilişkileri incelediğimiz bu çalışmada değişkenler arasında simetrik nedensellik ilişkisinin olmadığı, asimetrik nedensellik ilişkisinin olduğu bulgusuna ulaşıldı. Bunun anlamı üretici girdi fiyatları enflasyonunu gösteren UFE’nin sanayi üretimi üzerinde asimetrik etkisinin olduğudur. Ayrıca asimetrik etki-tepki fonksiyonlarına bakıldığında girdi fiyatlarında meydana gelen bu artış, sanayi üretimini de olumsuz etkilemektedir.
Sonuç olarak iktisadi büyüme açısından önemli bir sektör olan sanayi üretimi Türkiye için modellenirken, girdi fiyatlarındaki değişimi gösteren üretici fiyat endeksi ile aralarında var olan asimetrik ilişkiler göz önüne alınmalıdır.
Kaynakça
Ahmad, N. ve Joyia, U.T.S. (2012). The relationship between inflation and economic growth in Pakistan: an econometric approach. Asian Journal of Research in Business Economics and Management, 2(9), 38-48.
Barro, R.J. (1995). Inflation and economic growth. Bank of England Quarterly Bulletin, 35, 166-176.
Chowdhury, A. (2002). Does inflation affect economic growth? The relevance of the debate for Indonesia. Journal of Asia Pacific Economy, 7(1), 20-34.
Granger, C. W. J. ve Yoon, G. (2002). Hidden Cointegration. SSRN Electronic Journal. doi:10.2139/ssrn.313831 Hodge, D. (2006). Inflation and growth in South Africa. Cambridge Journal of Economics, 30(2), 163-180.
Hacker, R. S. ve Hatemi-j, A. (2006). Tests for causality between integrated variables using asymptotic and bootstrap distributions: theory and application. Applied Economics, 38(13), 1489–1500. doi:10.1080/00036840500405763 Hatemi-j, A. (2012). Asymmetric causality tests with an application. Empirical Economics, 43(1), 447–456.
doi:10.1007/s00181-011-0484-x
Hatemi-j, A. (2014). Asymmetric generalized impulse responses with an application in finance. Economic Modelling, 36, 18– 22. doi:10.1016/j.econmod.2013.09.014
Kim, S. ve Willett, T.D. (2000). Is the negative correlation between inflation and economic growth realian analysis of the effects of the oil supply shocks?. Applied Economics Letters, 7(3), 141-147.
Lucas, R.E. (1973), Some international evidence on output-inflation tradeoffs, The American Economic Review, 63(3), 326- 334.
Mahmoud, L.O.M. (2015). Consumer price index and economic growth: a case study of Mauritania 1990 -2013. Asian Journal of Empirical Research, 5(2), 16-23.
Perron, P. (1989). The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis. Econometrica, 57(6), 1361. doi:10.2307/1913712
Perron, P. (2006). Dealing with Structural Breaks. Palgrave handbook of econometrics, 1(2), 278–352.
Perron, P. ve Vogelsang, T. J. (1993). Erratum: The Great Cash, the Oil Price Shock and the Unit Root Hypothesis. Econometrica, 61(1), 248. doi:10.2307/2951792
Phillips, P. C. B. ve Perron, P. (1988). Testing for a Unit Root in Time Series Regression. Biometrika, 75(2), 335. doi:10.2307/2336182
Romer, C.D. (1996). Inflation and the growth rate of output. Working Paper, National Bureau of Economic Research, No: 5575.
Sims, C. A. (1980). Macroeconomics and Reality. Econometrica, 48(1), 1. doi:10.2307/1912017.
Taban, S. (2008). Türkiye’de enflasyon-ekonomik büyüme ilişkisi: sınır testi yaklaşımı. TİSK Akademi, 2008-1, 145- 167. Toda, H. Y. ve Yamamoto, T. (1995). Statistical inference in vector autoregressions with possibly integrated processes. Journal
of Econometrics, 66(1–2), 225–250. doi:10.1016/0304-4076(94)01616-8.
Türkiye Cumhuriyet Merkez Bankası (2019), Elektronik Veri Dağıtım Sistemi, https://evds2.tcmb.gov.tr/index.php, erişim tarihi: 01/10/2019
Yakışık, H. (2007). Relationship between inflation and economic growth in the Kyrgyz Republic. Sosyo-Ekonomi, 2007-2, 12- 28.
109