Het verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie

(1)

Het verband tussen de mate voor de

openheid per land en inflatie

Sreylak Chea

10657886

Begeleider: dr. M. J. G. Bun

Studiejaar 2017/2018

(2)

Verklaring eigen werk

Deze scriptie is geschreven door Sreylak Chea, die de volledige verantwoordelijkheid voor er inhoud ervan op zich neemt.

Ik bevestig dat de tekst en het werk dat in deze scriptie gepresenteerd wordt, origineel is en dat ik alleen gebruik heb gemaakt van de bronnen die in de tekst en in de bibliografie vermeld staan.

De Faculteit Economie en Bedrijfskunde is alleen verantwoordelijk voor het begeleiden tot het inleveren van de scriptie, niet voor de inhoud.

(3)

Abstract

In deze scriptie wordt de relatie tussen de mate voor de openheid per land en inflatie onderzocht. De gebruikte dataset bestaat uit 138 landen en is afkomstig uit het jaar 2013. Backward elimination selecteert de geldinstroom via DBI als de enige relevante

controlevariabele. De OLS-resultaten zijn het efficiëntst, omdat de Hausman testen altijd aangeven dat de mate voor de openheid exogeen is. Uit de resultaten blijkt dat het verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie negatief is bij de volgende groepen landen: alle landen inclusief de uitschieters; landen zonder uitschieters en landen met een inkomen met een inkomen lager $12.236. Bij de landen met een inkomen van $12.236 of meer is er geen verband gevonden. Verder kan er worden geconcludeerd dat het aantal vliegvelden en de totale lengte van het wegennetwerk per land geldige instrumenten zijn voor de mate voor de openheid per land. Het OLS-model is niet robuust, omdat de

weggelaten variabelen gezamenlijk een significant effect hebben op de inflatie bij sommige groepen landen.

(4)

Inhoudsopgave

1. Inleiding ………...………….….1

2. Literatuuranalyse ………...…………..4

2.1 De mate voor de openheid per land………...4

2.2 Mogelijke controlevariabelen ………..……….6

3. Onderzoeksopzet ………..………..10

3.1 Data ………..………..10

3.2 Backward elimination ………11

3.3 IV-schattingen ………11

3.4 Vergelijken met de resultaten van Romer ………..………12

4. Resultaten en analyse ……….………14

4.1 Resultaten ……….………..14

4.2 Robuustheid controles ……….………...16

5. Conclusie ……….………20

Bibliografie ……….………..21

Bijlage ……….………..23

Bijlage I: De betekenis van de afkortingen van de variabelen

en instrumenten ……….………...23

(5)

1. Inleiding

Op global-rates.com (z.j.) wordt er uitgebreid uitgelegd wat voor invloed inflatie kan hebben op de economie. Het is algemeen bekend dat een hoge inflatie zeer ongunstig is. De bevolking heeft in het geval van een hoge inflatie bijvoorbeeld minder vertrouwen in hun eigen munteenheid en economie en de buitenlandse investeerders zijn minder snel geneigd om in het land in kwestie te investeren. De inflatie stabiel en laag houden is daarom één van de belangrijkste doelen van de centrale banken. Één van de voordelen van een lage inflatie is dat bedrijven meer gaan investeren en dit resulteert in hogere productiecapaciteit en economische groei in de toekomst. De meeste overheden streven naar een inflatie rond de 2 procent per jaar. Een te lage inflatie is namelijk ook nadelig. Wanneer er weinig inflatie wordt verwacht, zijn de rentes ook laag en de centrale

banken kunnen dan weinig doen om economische groei te stimuleren tijdens een recessie. De meeste landen in Europa en de Verenigde Staten hebben te maken met erg lage inflatie. Dit wordt als een probleem gezien, want, zoals eerder is gezegd, een te lage inflatie is heel slecht voor de economische groei. Tot nu toe kunnen er nog geen overtuigende redenen worden gegeven waarom die landen last hebben van een te lage inflatie (Appelbaum, 2017). In dit paper wordt er onderzocht of de toename van globalisering misschien een van de redenen is. Globalisering heeft tegenwoordig invloed op bijna elk aspect van het leven en is een belangrijke determinant van de groei van de wereldeconomie (Kuepper, 2017). Talloze economisten hebben onderzocht of globalisering effect heeft op de inflatie. Ze gebruiken meestal de mate voor de openheid per land als maatstaf voor globalisering. Romer (1993) beweert dat de relatie tussen de mate voor de openheid per land en inflatie negatief is. In het artikel van Munir, Hasan en

Muhammad (2015, p. 24) wordt een mogelijke verklaring hiervoor genoemd: een open economie creëert meer competitie en hierdoor daalt de inflatie. Lane (1997; geciteerd in Mukhtar, 2010, p. 36), Ashra (2002; geciteerd in Mukhtar, 2010, p. 36), Sachsida et al. (2003; geciteerd in

Mukhtar, 2010, p. 36)), Daniels et al. (2005; geciteerd in Mukhtar, 2010, p. 36) en Badinger (2007; geciteerd in Mukhtar, 2010, p. 36) hebben Romers (1993) vindingen ondersteund. Terra (1998; geciteerd in Rangkakulnuwat & Thurner, 2017, p. 33) beweert echter dat de resultaten van Romer voor slechts een gedeelte geldig zijn. Zij documenteert dat de negatieve relatie alleen

(6)

2

zichtbaar is bij de landen die diep in de schulden zitten. Het onderzoek van Gruben en Mcleod (2004; geciteerd in Mukhtar, 2010, p. 36) toont aan dat er helemaal geen significant verband is tussen inflatie en een mate voor de openheid per land bij de OECD-landen. Dit komt eigenlijk overeen met de conclusie die Romer (1993) trekt bij de OECD-landen. Uit de resultaten van Kim en Beladi (2004; geciteerd in Mukhtar, 2010, p. 36) blijkt dat er een positieve relatie is tussen inflatie en een mate voor de openheid per land voor sommige ontwikkelde landen, zoals de Verenigde Staten, België en Ierland. Voor andere landen, zowel rijke als arme landen die in hun onderzoek waren opgenomen, kregen ze vergelijkbare resultaten als die van Romer. Op basis van de eerdere empirische onderzoeken blijkt dus dat het verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie nog onduidelijk blijft.

De centrale vraag die in dit paper wordt gehanteerd is: wat is het verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie? Om dit verband zo goed mogelijk aan te tonen, wordt er bij het selecteren van de belangrijkste controlevariabelen backward elimination toegepast. Verscheidene economisten beargumenteren dat de mate voor de openheid per land endogeen is. Perfectionisme wordt vaak als een van de redenen gegeven. Daarom worden er ook

IV-schattingen uitgevoerd om de endogeniteit van de mate voor de openheid per land te testen. De resultaten van de OLS- en IV-schattingen worden niet alleen met elkaar vergeleken, maar ze worden ook met die van Romer (1993) vergeleken. Er worden vier instrumenten gebruikt voor de IV-schattingen. Twee ervan zijn letterlijk uit de literatuur gehaald: de totale landoppervlakte en de totale bevolking per land en twee andere zijn nieuw bedacht: het aantal vliegvelden per land en totale lengte van het wegennetwerk per land. In totaal zijn er 11 mogelijke

controlevariabelen uitgekozen: het extra geld dat een land binnenstroomt en uitstroomt via het internationale toerisme; de geldinstroom en -uitstroom via directe buitenlandse investeringen; het bruto binnenlands product per hoofd; het geld dat wordt overgemaakt naar het buitenland; de bruto nationale besparingen; gross fixed capital formation; werkloosheidsgraad; bevolkingsgroei en het aantal individuen die internet gebruiken. De sample bestaat uit 138 landen, omdat de gegevens van de uitgekozen variabelen binnen die landen bekend zijn. Het jaar dat wordt onderzocht is het jaar 2013.

De structuur van dit paper is als volgt. Sectie 2 bespreekt de theoretische achtergrond van alle factoren en de resultaten van andere onderzoekers en er worden hypotheses geformuleerd. In

(7)

3

sectie 3 worden er details gegeven over de gebruikte data en er wordt uitgelegd hoe het onderzoek wordt aangepakt om antwoord op de centrale vraag te vinden. Daarna worden in sectie 4 de resultaten getoond en geanalyseerd. Ten slotte wordt er in sectie 5 een conclusie getrokken.

(8)

4

2. Literatuuranalyse

In dit gedeelte wordt er eerst het verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie besproken. Daarna worden de uitgekozen controlevariabelen behandeld. Aan de hand van theoretische achtergrond en eerdere empirische onderzoeken, worden bij alle factoren een hypothese geformuleerd.

2.1 De mate voor de openheid per land

Romer (1993) heeft de relatie tussen inflatie en een mate voor de openheid per land onderzocht met behulp van een cross-sectie analyse. Zijn data kwamen uit de tijdsperiode 1973 tot 1990 en bestonden uit 114 landen. Bij de meeste landen gebruikte hij de log van het gemiddelde van de bbp-deflator als maatstaf voor inflatie. Bij de landen waarvan de bbp-deflator onbekend was, gebruikte hij de log van het gemiddelde van de consumentenprijsindex om de inflatie te meten. De mate voor de openheid per land werd uitgedrukt als het percentage van import ten opzichte van het bruto binnenlands product ( 𝑖𝑚𝑝𝑜𝑟𝑡

𝑏𝑟𝑢𝑡𝑜 𝑏𝑖𝑛𝑛𝑒𝑛𝑙𝑎𝑛𝑑𝑠 𝑝𝑟𝑜𝑑𝑢𝑐𝑡 ∙ 100%). Zijn onderzoek maakte

gebruik van drie controlevariabelen: (1) het netto-inkomen per hoofd, (2) een aantal dummy-variabelen voor verscheidene regio’s, (3) dummy-dummy-variabelen voor de alternatieve maatstaven voor inflatie en de mate voor de openheid per land (Ramzan, Fatima & Yousaf, 2013). Romer (1993) concludeert dat landen met een gesloten economie in het algemeen een hogere inflatie hebben. Daarom vergroten de centrale banken in de landen met een open economie niet zo snel de geldhoeveelheid om zo de valutaschommelingen die afbreuk zou kunnen doen aan de ruilvoet, te vermijden. Een mogelijke verklaring voor de negatieve relatie is dat een open economie meer competitie creëert en de inflatie hierdoor daalt (Munir, Hasan & Muhammad, 2015, p. 24).

Lane (1997; geciteerd in Ramzan, Fatima & Yousaf, 2013, p. 220) heeft de vindingen van Romer (1993) gevalideerd. Hij heeft een cross-sectie analyse uitgevoerd met behulp van OLS-technieken en de data uit de periode 1973-1988. Uit zijn resultaten blijkt dat er inderdaad een negatief verband is tussen de inflatie en de mate voor de openheid per land. Hij beargumenteert

(9)

5

dat de inflatie en de mate voor de openheid per land met elkaar verbonden zijn door middel van de prijsstarheid in de niet-handelssectoren en imperfecte concurrentie. Romer (1993) heeft geen verband kunnen vinden tussen de mate voor de openheid per land en de inflatie bij de

ontwikkelde landen. Lane (1997; geciteerd in Ramzan, Fatima & Yousaf, 2013, p. 220) heeft aangetoond dat het verband er wel is wanneer de variabelen zoals het inkomen per hoofd, de grootte van het land en de onafhankelijkheid van de centrale bank als controlevariabelen worden gebruikt.

Mukhtar (2010; geciteerd in Munir & Kiani, 2011, p. 858) heeft ook Romers (1993) hypothese getoetst. Dit deed hij door multiviariate cointegration analysis en vector error

correction model toe te passen. Hij schatte de tijdreeksdata uit de periode 1960 tot 2007 op de

mate voor de openheid per land, begrotingstekort, bruto binnenlands product, wisselkoers en inflatie die gebaseerd is op de consumentenprijsindex. Hij concludeert dat Romers (1993) theorie geldig is in Pakistan: er is een significant en negatief verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie.

Terra (1998; geciteerd in Rangkakulnuwat & Thurner, 2017, p. 33) ondersteunt de resultaten van Romer echter voor slechts een gedeelte. Zij heeft voor haar onderzoek dezelfde data en methode gebruikt als Romer (1993), maar uit haar resultaten geven aan dat de negatieve relatie alleen zichtbaar is bij de landen die diep in de schulden zitten.

Agarwal en Narayanan (2003; geciteerd in Munir & Kiani, 2011, p. 856) hebben een dataset gebruikt die bestond uit 53 ontwikkelingslanden afkomstig uit vijf verschillende regio’s. De uitgekozen tijdsperiode is 1975 tot 2002. Uit de resultaten van de generalised method of

moments kan er worden geconcludeerd dat er een negatief verband bestaat tussen de mate voor

de openheid per land en inflatie na het jaar 1989. Voor dat jaar heeft alleen vaste wisselkoers een significant effect op de inflatie en dat effect is negatief.

Zakaria (2010; geciteerd in Munir & Kiani, 2011, p. 858) heeft de relatie tussen de mate voor de openheid per land en inflatie in Pakistan onderzocht door middel van de jaarlijkse tijdreeksdata uit de periode 1947 tot 2007. De resultaten van de generalised method of moments geven aan dat de mate voor de openheid per land een positief effect heeft op de inflatie. Dit is natuurlijk in tegenspraak met Romers (1993) theorie.

(10)

6

Op basis van de bovenstaande empirische onderzoeken blijkt dat het verband tussen inflatie en een maat voor de openheid per land nog onduidelijk blijft.

2.2 Mogelijke controlevariabelen

Volgens de literatuur heeft werkloosheidgraad een negatief effect op inflatie. Wanneer de werkloosheidsgraad hoog is, is het aanbod van arbeid groter dan de vraag ernaar. Er zijn

namelijk meer mensen die op zoek zijn naar een baan dan het aantal banen die beschikbaar zijn. De werknemers krijgen een laag loon, omdat de werkgevers niet bereid zijn om meer te betalen voor hun diensten. Het omgekeerde geldt bij lage werkloosheidsgraad. De arbeidsvraag is groter dan het arbeidsaanbod en daarom zullen de werkgevers de lonen verhogen om werknemers aan te trekken. Hogere lonen betekenen dat bedrijven meer kosten hebben en die zullen worden doorberekend aan de consumenten in de vorm van hogere prijzen. Het is ook mogelijk dat de hogere prijzen het gevolg is van de toename van de vraag. Werknemers zijn namelijk geneigd om meer uit te geven, als ze een hoger loon krijgen. Phillips heeft in 1958 voor het eerst aangetoond dat er een stabiele en inverse relatie is tussen de groei in loonkosten en

werkloosheid. Om tot deze ontdekking te komen, heeft hij de relatie tussen werkloosheid en looninflatie in de Verenigde Koningrijk bestudeerd met behulp van de jaarlijkse data uit de periode 1861 tot 1957. Volgens zijn theorie leidt een economische groei tot inflatie en hierdoor zijn er meer banen en minder werkloosheid. In de jaren 1970 had de Verenigde Staten voor het eerst te maken met staginflatie: hoge inflatie en hoge werkloosheid (Picardo, 2016). De

Phillipscurve kon deze verschijning niet verklaren en daardoor hebben Milton Friedman en Edmund Phelps de “expectations-augmented” Phillipscurve in 1968 geïntroduceerd. Volgens hen is de trade-off tussen inflatie en werkloosheid slechts een korte-termijn fenomeen (Econ, 2008). Tegenwoordig is dit de interpretatie van de Phillips-curve: hoge werkloosheid leidt niet tot lage inflatie, maar verlaagt eerder de stijging van de inflatie.

Ook het aantal individuen die internet gebruiken heeft een negatief effect op de inflatie. Door het internet is er sprake van meer prijsconcurrentie. Mensen kunnen producten snel en gemakkelijk vanuit het buitenland bestellen en hierdoor hebben de binnenlandse producenten meer competitie. De prijzen worden daarom laag gehouden. Met behulp van pooled OLS en een

(11)

7

getoetst. Hun data kwamen uit de periode 1991-2000. Zij concluderen dat het internet de inflatie significant vermindert bij het meenemen van de variabelen geldgroei, werkloosheidsgraad en olieprijs als controlevariabelen.

Een andere variabele die waarschijnlijk invloed heeft op de inflatie is de bevolkingsgroei. Als het aantal inwoners stijgt, dan kan dit leiden tot een toename van de totale vraag. De prijzen worden hoger, als het aanbod onveranderd blijft. Uit de resultaten van het onderzoek van Ozimek (2017) blijkt dat er een sterke relatie is tussen bevolkingsgroei en inflatie in de Verenigde Staten: vertraging in de bevolkingsgroei kan leiden tot een afname van de inflatie. Dit verklaart waarom de inflatie op sommige plaatsen jarenlang laag blijft. Hij gebruikte voor zijn onderzoek

verschillende empirische methoden, onder andere cross-country panel regression en een panel van jaarlijkse Amerikaanse stedelijke gebieden uit de periode 1971 tot 2016.

Sharpley en Telfer (2002) leggen uit dat het geld dat een land binnen krijgt via toerisme kan tot inflatie leiden. Internationale toeristen brengen extra geld naar het land dat ze bezoeken. Hierdoor stijgt binnen dat land de vraag naar goederen en diensten en het algemene prijsniveau zal toenemen, als het aanbod niet evenredig toeneemt. Het omgekeerde geldt bij de uitstroom van geld vanwege internationaal toerisme. Als een land een aanzienlijk bedrag verliest doordat zijn inwoners heel veel uitgeeft in het buitenland, zou dit tot deflatie of een afname van de actuele inflatie kunnen leiden.

De geldinstroom en -uitstroom via directe buitenlandse investeringen (DBI) kunnen een significante invloed hebben op de inflatie. Als een land geld binnenkrijgt via directe buitenlandse investeringen, dan neemt de werkgelegenheid en inkomsten binnen dat land toe. Mensen zijn meestal bereid om meer uit te geven wanneer ze meer geld hebben. Hierdoor stijgt de

geaggregeerde vraag naar goederen en diensten en de prijzen zullen stijgen, als het aanbod gelijk blijft. Sajib et al. (2012; geciteerd in Andinuur, 2013, p. 15) hebben het effect van de

geldinstroom via DBI en handel op de economische groei in Pakistan onderzocht met behulp van de kleinste kwadratenmethode gebruikmakend van de jaarlijkse data uit de periode 1990 tot 2008. Zij concluderen dat er een positief en statistisch significant verband is tussen de inflatie en de geldinstroom via DBI. Shumaila et la. (2012; geciteerd in Andinuur, 2013, pp. 15-16) hebben ook het effect van de geldinstroom via DBI op de binnenlandse inflatie onderzocht. Zij

gebruikten cointegration test en error correction model en hun data kwamen uit de periode 1980 tot 2010. De resultaten geven aan dat Sajib et al. (2012; geciteerd in Andinuur, 2013, p. 15)

(12)

8

inderdaad gelijk hebben: er is inderdaad een positief verband tussen de inflatie en de

geldinstroom via DBI. De gelduitstroom via DBI kan een negatief effect hebben op de inflatie in het land waar dat geld vandaan komt. Door de gelduitstroom daalt de koopkracht in de economie van dat land.

De relatie tussen de inflatie en bruto nationale besparingen is zeer waarschijnlijk negatief. De overheid en huishoudens geven minder uit, als ze meer geld willen sparen. Hierdoor zal de totale vraag dalen en prijzen gaan ook dalen, als het aanbod niet verandert.

Het geld dat wordt overgemaakt naar het buitenland, de Engelse term hiervoor is

remittance outflows, heeft ook een negatieve invloed op de inflatie. Wanneer de mensen binnen

een land veel geld overmaken naar het buitenland, is er binnen dat land minder geld beschikbaar voor binnenlandse consumptie en investeringen. Hierdoor daalt de vraag en worden de prijzen verlaagd. Termos, Naufal en Genc (2013) tonen in hun onderzoek aan dat remittance outflows de inflatie inderdaad negatief beïnvloeden bij de volgende zes GCC-landen: Bahrein, Koeweit, Oman, Qatar, Saoedi-Arabië en de Verenigde Arabische Emiraten. De gebruikte data kwamen uit de periode 1972-2010. De resultaten van de kleinste kwadraten schattingen, fixed effects schattingen en Anderson-Hsiao schattingen geven allemaal aan dat de coëfficiënt van remittance outflows negatief is.

Nog een factor die de inflatie zou kunnen beïnvloeden is gross fixed capital formation, die de bestedingen aan infrastructuur, fabrieken, machines en uitrustingen omvat. Een hogere fixed capital formation zorgt ervoor dat de economie binnen een land snel groeit. Hierdoor stijgt de geaggregeerde vraag, het geaggregeerde inkomen en de productiecapaciteit. Gross fixed capital formation heeft dus een positieve invloed op inflatie.

Ten slotte is het mogelijk dat het bruto binnenlands product (BBP) per hoofd een positief effect heeft op de inflatie. Het BBP per hoofd wordt vaak gebruikt om het inkomen per hoofd aan te geven. Mensen zijn meer geneigd om geld te besteden aan goederen en diensten wanneer ze meer geld hebben. Het BBP per hoofd kan echter ook een negatief effect hebben op de inflatie. Landen met een hoog inkomen hebben meestal een beter belastingstelsel en een meer ontwikkeld financieel systeem, die beide een lagere inflation tax impliceren en dus ook een lagere inflatie (Campillo & Miron, 1997, p. 349). Inflation tax is de straf voor het bezitten van contant geld tijdens de periodes met een hoge inflatie. Het contant geld is dan minder waard.

(13)

9

Hoewel er talloze onderzoeken zijn gedaan naar de relatie tussen de mate voor de openheid per land en inflatie, blijft het nog steeds onbekend. De besproken theorieën geven verder aan dat de volgende factoren een positieve invloed hebben op de inflatie: het extra geld dat een land binnenstroomt via het internationale toerisme; de geldinstroom via directe buitenlandse

investeringen; gross fixed capital formation en de bevolkingsgroei. De factoren die een negatieve relatie hebben met de inflatie zijn: het extra geld dat een land uitstroomt via het internationale toerisme; de gelduitstroom via directe buitenlandse investeringen; het geld dat wordt

overgemaakt naar het buitenland; de bruto nationale besparingen; de werkloosheidsgraad en het aantal individuen die internet gebruiken. Er kan nog niks worden gezegd over het effect van het bruto binnenlands product per hoofd.

(14)

10

3. Onderzoeksopzet

In dit gedeelte worden er eerst details gegeven over de gebruikte data. Daarna worden de uitgekozen werkwijzen besproken.

3.1 Data

Dit onderzoek maakt gebruik van de data uit het jaar 2013 van in totaal 138 landen. Het jaar 2013 is uitgekozen, omdat dat het meest recente jaar is waarvan de data van de meeste landen bekend zijn. De data van het aantal vliegvelden per land en de lengte van het wegennetwerk per land zijn afkomstig van de Central Intelligence Agency. De overige data komen van de World Bank. De inflatie is gebaseerd op de bbp-deflator. De mate voor de openheid per land is gemeten als het percentage van import plus export ten opzichte van het bruto binnenlands product

( 𝑖𝑚𝑝𝑜𝑟𝑡+𝑒𝑥𝑝𝑜𝑟𝑡

𝑏𝑟𝑢𝑡𝑜 𝑏𝑖𝑛𝑛𝑒𝑛𝑙𝑎𝑛𝑑𝑠 𝑝𝑟𝑜𝑑𝑢𝑐𝑡 ∙ 100%). Zowel de geldinstroom als de gelduitstroom via DBI is

uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto binnenlands product. Ook de bruto nationale besparing en gross fixed capital formation zijn uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto binnenlands product. Het aantal individuen die internet gebruiken is gemeten als het percentage ten opzichte van de totale bevolking.

Er wordt de log genomen van de volgende variabelen: het bruto binnenlands product per hoofd; het extra geld dat een land binnenstroomt via het internationale toerisme; het geld dat een land uitstroomt via het internationale toerisme en het geld overgemaakt naar het buitenland. Het nemen van de log van de variabelen levert veel voordelen op. De variabelen zijn bijvoorbeeld gemakkelijker te interpreteren en de residuen minder scheef verdeeld. Verder worden ook de mate voor de openheid per land en alle gebruikte instrumenten als logaritme gespecificeerd. Dit zorgt ervoor dat de instrumenten sterker zijn. Een overzicht van de betekenis van de afkortingen de variabelen en instrumenten is te vinden in bijlage 1.

(15)

11

3.2 Backward elimination

Om de belangrijkste controlevariabelen te bepalen, wordt backward elimination toegepast. Aan de hand van backward elimination, wordt dit econometrische model verkregen:

𝑦̂ = 𝛽̂₀+ 𝛽̂₁𝑥₁+ 𝛽̂₂𝑥₂+ ⋯ + 𝛽̂_𝑝𝑥_𝑝 waarbij 𝑦̂ de inflatie is; 𝑥_𝑖 een belangrijkste verklarende variabele is. Backward elimination werkt als volgt:

1. Stop alle verklarende variabelen in het model en run de regressie. 2. Verwijder de variabele met de hoogste p-waarde groter dan 𝛼_{𝑐𝑟𝑖𝑡}. 3. Run de regressie nogmaals en ga naar stap 2.

4. Stop wanneer alle p-waarden kleiner zijn dan 𝛼𝑐𝑟𝑖𝑡.

5. Check met een F-toets de gezamenlijke invloed van de weggelaten variabelen

De gekozen waarde voor 𝛼_{𝑐𝑟𝑖𝑡} is 5%. De regressiemethode waarbij backward elimination wordt uitgevoerd, is de OLS-regressie.

3.3 IV-schattingen

Er zijn veel redenen waarom de mate voor de openheid per land endogeen zou kunnen zijn. Één van die redenen is dat sommige landen gebruikmaken van invoerbeperkende maatregelen, zoals invoerheffingen en -quota, om de binnenlandse producten te beschermen tegen goedkopere of betere producten vanuit het buitenland. Dit heeft natuurlijk niet alleen invloed op de handel en de mate voor de openheid per land, maar ook op de inflatie. De gebruikte maatregelen kunnen niet worden gemeten en in het model worden opgenomen en daarom is de mate voor de openheid per land endogeen. Om te checken of de mate voor de openheid per land inderdaad endogeen is, worden er IV-schattingen uitgevoerd. Er worden in totaal vier instrumenten gebruikt. De totale bevolking per land en de totale landoppervlakte zijn twee van die instrumenten. Deze

instrumenten worden vaak door wetenschappers gebruikt om het verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie te onderzoeken. Het aantal vliegvelden per land en de totale lengte van het wegennetwerk per land zijn twee nieuw bedachte instrumenten. Volgens het artikel van EconomyWatch (2010) hebben vliegvelden een positief effect op de economische ontwikkeling binnen een land. Ze zorgen ervoor dat goederen snel en gemakkelijk worden vervoerd en hierdoor wordt de handel gestimuleerd. Grote en/of rijke landen zijn in het algemeen

(16)

12

verantwoordelijk voor de meeste export en import en hebben daarom meer luchthavens dan kleine en/of arme landen. Grote en/of rijke zijn echter minder afhankelijk van internationale handel en daarom is het verband tussen het aantal vliegvelden per land en de mate voor de openheid per land gemeten als het percentage van import plus export ten opzichte van het bruto binnenlands product, negatief. Uit het onderzoek van Ismail en Mahyideen (2015) blijkt dat verbeteringen in de transportinfrastructuur de handel stimuleren door dezelfde reden als bij het aantal luchthavens. De totale lengte van het wegennetwerk van grote en/of rijke landen is bijna altijd groter dan die van kleine en/of arme landen en daarom is er negatief verband tussen de totale lengte van het wegennetwerk per land en de mate voor de openheid per land gemeten als het percentage van import plus export ten opzichte van het bruto binnenlands product.

3.4 Vergelijken met de resultaten van Romer

Zowel bij de OLS- als de IV-schattingen worden de resultaten vergeleken met die van Romer (1993). Er zijn een paar verschillen tussen ons onderzoek en Romers onderzoek. Het eerste verschil is dat Romer de log van de bbp-deflator als maatstaf voor inflatie gebruikte en wij gebruiken de bbp-deflator. De bbp-deflator wordt hier niet als logaritme gespecificeerd, omdat er negatieve waarden tussen zitten. Het tweede verschil is dat wij andere controlevariabelen hebben uitgekozen dan Romer. Romer gebruikte de volgende controlevariabelen: het netto-inkomen per hoofd; een aantal dummy-variabelen voor verscheidene regio’s; dummy-variabelen voor de alternatieve maatstaven voor inflatie en de mate voor de openheid per land. We hebben geen één van de genoemde variabelen in onze dataset. De reden hiervoor is dat de data niet beschikbaar zijn. En het derde verschil is dat Romer het gemiddelde van de data uit de tijdsperiode 1973 tot 1990 gebruikte en wij gebruiken alleen de data uit het jaar 2013. De instrumenten die Romer gebruikte voor de IV-schattingen waren de landoppervlakte en de totale bevolking.

Er wordt dus een cross-sectie analyse uitgevoerd aan de hand van de data uit het jaar 2013. Backward elimination en IV-schattingen worden toegepast. Tevens wordt er gekeken of de theorie van Romer geldig is. Deze studie introduceert twee nieuwe instrumenten voor de mate voor de openheid per land: het aantal vliegvelden en de totale lengte van het wegennetwerk per

(17)

13

land. De andere instrumenten die worden gebruikt komen uit de literatuur: de landoppervlakte en de totale bevolking per land.

(18)

14

4. Resultaten en analyse

In dit gedeelte worden de resultaten getoond en besproken. Door de landen in een paar groepen te verdelen zoals Romer dat heeft gedaan, wordt er getoetst hoe robuust de resultaten zijn.

4.1 Resultaten

OLS IV LOG_LRN en LOG_NOA LOG_LA en LOG_TP LOG_LRN en LOG_LA LOG_LRN en LOG_TP LOG_NOA en LOG_LA LOG_NOA en LOG_TP Constante 17.177 (4.277) 15.606 (8.089) 18.843 (5.180) 18.521 (6.149) 20.372 (4.943) 18.081 (6.187) 18.674 (5.480) LOG_OPENNESS -3.161 (0.924) -2.798 (1.811) -3.546 (1.128) -3.472 (1.353) -3.900 (1.079) -3.370 (1.362) -3.507 (1.200) FDI_NI 0.084 (0.037) 0.077 (0.039) 0.093 (0.037) 0.091 (0.037) 0.101 (0.041) 0.089 (0.036) 0.092 (0.038) 𝑅2 _0.079 _0.078 _0.078 _0.078 _0.075 _0.079 _0.078 Aantal observaties 138 138 138 138 138 138 138

Ramsey RESET test (P-waarde)

0.32 0.812 F-toets

𝐻0: het effect van de weggelaten

variabelen is gelijk aan nul (P-waarde) 1.04 0.411 Kleibergen-Paap rk LM statistic (P-waarde) 17.586 0.000 31.566 0.000 22.676 0.000 32.437 0.000 23.838 0.000 31.766 0.000 Kleibergen-Paap Wald rk F statistic 17.478 27.215 21.608 27.594 21.866 29.495 Anderson-Rubin Wald test

(P-waarde) 2.55 0.280 12.39 0.002 6.53 0.038 14.11 0.001 8.79 0.012 14.10 0.001 Hausman test statistic

(P-waarde) 0.226 0.634 0.359 0.549 0.041 0.840 0.633 0.426 0.093 0.761 0.356 0.551 Hansen J statistic (P-waarde) 0.215 0.643 0.116 0.733 1.065 0.302 1.527 0.217 0.153 0.696 0.226 0.635

Tabel 1 OLS- en IV-resultaten alle landen genomen

De robuuste standaardfouten tussen haakjes. De 𝑅2_{van de 2SLS-resulaten is de centered}_𝑅2_.

Paap rk LM statistic is gerapporteerd als een underidentification test en Kleibergen-Paap Wald rk F statistic als een weak identification test. Ook de Anderson-Rubin Wald test is gerapporteerd. De Anderson-Rubin Wald test is een significantietest voor de coëfficiënt van de endogene variabele en is ook geldig bij zwakke instrumenten.

(19)

15

De coëfficiënt van de log van de mate voor de openheid per land (LOG_OPENNESS) en de geldinstroom via DBI (FDI_NI) zijn significant bij de OLS-schatting. De bijbehorende p-waarden zijn 0,001 en 0,023, respectievelijk. Dit betekent dat de inflatie met 0,032 procentpunt daalt, als de mate voor de openheid per land met 1 procent stijgt. En een procentpunt toename in de geldinstroom via DBI uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto binnenlands

product, heeft als gevolg dat de inflatie met 0,084 procentpunt stijgt. Volgens de Ramsey RESET test heeft de OLS-schatting geen last van omitted variable bias en de F-toets geeft aan dat de weggelaten variabelen gezamenlijk geen significant effect hebben op de inflatie.

De Hausman testen bij de IV-schattingen geven aan dat de mate voor de openheid per land exogeen is, want de p-waarde is altijd veel groter dan 0,05. Volgens de Hansen J testen zijn de instrumenten alle vier exogeen. De Kleibergen-Paap rk LM statistic is een underidentification

test en kan worden gebruikt om te toetsen of de instrumenten irrelevant zijn. Aangezien de

p-waarden allemaal kleiner zijn dan 0,05, wordt de nulhypothese verworpen en kan er worden geconcludeerd dat de instrumenten relevant zijn. Met behulp van de Kleibergen-Paap Wald rk F statistic kan er worden bepaald of de instrumenten zwak zijn. De waarden zijn allemaal groter 10 en daarom zijn de gebruikte instrumenten sterk genoeg. Behalve bij het gebruik van de

instrumenten het aantal vliegvelden en de totale lengte van het wegennetwerk per land

gezamenlijk zijn de resultaten van IV-schattingen vergelijkbaar met die van de OLS-schattingen. Wanneer het aantal vliegvelden en de totale lengte van het wegennetwerk per land als

instrumenten worden gebruikt, hebben zowel de mate voor de openheid per land als de geldinstroom via DBI geen significant effect op de inflatie. De bijbehorende p-waarden zijn 0,122 en 0,051 respectievelijk. Er kan geen reden worden gegeven waarom de combinatie van deze twee instrumenten afwijkende resultaten geeft. Ze zijn, zoals eerder vermeld, sterk genoeg, exogeen en relevant. Multicollineariteit kan niet de reden zijn aangezien de correlatie tussen de geldinstroom via DBI en de totale lengte van het wegennetwerk per land gelijk is aan -0.223 en de correlatie tussen de geldinstroom via DBI en het aantal vliegvelden per land gelijk is aan -0.187. De Anderson-Rubin Wald test geeft, behalve bij de instrumenten het aantal vliegvelden en de totale lengte van het wegennetwerk per land, trouwens ook aan dat de mate voor de openheid per land een significant effect heeft op de inflatie. De Anderson-Rubin Wald test is een test voor de significantie van de coëfficiënt van de endogene variabele en is ook geldig bij zwakke

(20)

16

OLS-schattingen en van bijna alle IV-schattingen blijkt dat er een inderdaad een negatief verband is tussen de mate voor de openheid per land en inflatie.

4.2 Robuustheid controles

Om de robuustheid van zijn resultaten te controleren, heeft Romer de 114 landen in verschillende groepen verdeeld. Drie van die groepen worden gebruikt om de robuustheid van de resultaten van dit onderzoek te checken. De andere groepen worden niet uitgekozen, omdat ze te weinig landen bevatten. Regressies met te weinig observaties leveren resultaten op die nauwelijks betrouwbaar zijn. OLS IV LOG_LRN en LOG_NOA LOG_LA en LOG_TP LOG_LRN en LOG_LA LOG_LRN en LOG_TP LOG_NOA en LOG_LA LOG_NOA en LOG_TP Constante 9.240 (1.952) 7.212 (3.876) 10.246 (2.773) 8.227 (2.856) 12.992 (2.912) 8.126 (2.890) 10.976 (2.948) LOG_OPENNESS -1.608 (0.425) -1.143 (0.887) -1.839 (0.620) -1.376 (0.639) -2.469 (0.654) -1.352 (0.648) -2.006 (0.665) FDI_NI 0.060 (0.018) 0.050 (0.025) 0.065 (0.020) 0.055 (0.020) 0.078 (0.021) 0.055 (0.020) 0.068 (0.021) 𝑅2 _0.108 _0.099 _0.106 _0.106 _0.079 _0.105 _0.101 Aantal observaties 125 125 125 125 125 125 125

0.17 0.918 F-toets

(P-waarde) 1.59 0.451 12.58 0.002 4.49 0.106 17.71 0.000 4.64 0.098 13.27 0.001 Hausman test statistic

(P-waarde) 0.312 0.577 0.451 0.502 0.198 0.656 2.896 0.089 0.155 0.694 1.502 0.220 Hansen J statistic (P-waarde) 0.048 0.826 3.967 0.046 0.036 0.850 2.460 0.117 0.203 0.652 2.719 0.099

(21)

17

Om te kijken of de verkregen resultaten afhankelijk zijn van de uitschieters, worden de landen met een inflatie hoger dan 8 procent eruit gehaald. De resultaten van de OLS-schatting geven aan dat de mate voor de openheid per land en de geldinstroom via DBI nog steeds een significante invloed hebben op de inflatie. De coëfficiënten zijn wel allebei kleiner geworden. Het model heeft geen last van omitted variable bias, maar het gezamenlijke effect van de weggelaten variabelen zijn nu niet gelijk aan nul.

De instrumenten landoppervlakte en de totale bevolking zijn niet geldig volgens de Hansen J test. Waarschijnlijk is de totale bevolking het enige instrument dat endogeen is, want de p-waarden van de Hansen J testen dalen enorm wanneer de totale bevolking samen met de totale lengte van het wegennetwerk per land of het aantal vliegvelden per landen worden gebruikt. De testen voor de endogeniteit geven altijd aan dat de mate voor de openheid per land exogeen is. Daarom kan er worden geconcludeerd dat de OLS-schatting de beste en efficiëntste resultaten geeft. Romers (1993) theorie is dus ook geldig wanneer de uitschieters niet in

beschouwing worden genomen.

OLS IV LOG_LRN en LOG_NOA LOG_LA en LOG_TP LOG_LRN en LOG_LA LOG_LRN en LOG_TP LOG_NOA en LOG_LA LOG_NOA en LOG_TP Constante 2.446 (2.503) 1.478 (1.456) 0.031 (1.651) 0.587 (1.785) -0.528 (1.515) 1.297 (1.556) 1.161 (1.412) LOG_OPENNESS -0.262 (.519) -0.048 (0.300) 0.271 (0.343) 0.148 (0.366) 0.394 (0.339) -0.008 (0.318) 0.022 (0.293) FDI_NI 0.040 (0.024) 0.035 (0.022) 0.028 (0.023) 0.031 (0.023) 0.025 (0.024) 0.034 (0.022) 0.034 (0.022) 𝑅2 _0.043 _0.038 _0.011 _0.024 _-0.005 _0.036 _0.034 Aantal observaties 43 43 43 43 43 43 43

0.43 0.734 F-toets

(P-waarde) 1.48 0.477 3.54 0.171 0.71 0.700 4.73 0.094 1.76 0.416 4.04 0.132

(22)

18 (P-waarde) 0.730 0.409 0.296 0.816 0.634 0.865 Hansen J statistic (P-waarde) 1.368 0.242 1.983 0.159 0.166 0.684 3.386 0.066 1.327 0.249 3.619 0.057

Tabel 3 OLS- en IV-resultaten voor de landen met een inkomen van $12.236 of meer

Uit de OLS-resultaten blijkt dat de geldinstroom via DBI en de mate voor de openheid per land geen significant effect hebben op de inflatie bij de landen met een inkomen van $12.236 of meer. Het effect van de weggelaten variabelen is niet gelijk aan nul, maar het model heeft geen last van omitted variable bias. Alle instrumenten zijn exogeen. De p-waarden van de Hansen J testen waarbij de totale bevolking als één van de instrumenten wordt gebruikt, zijn meestal erg laag. Dit ondersteunt onze eerder gemaakte bewering dat de totale bevolking waarschijnlijk endogeen is. Alle resultaten van de IV-schattingen lijken op die van de OLS-schatting en de Hausman testen geven aan dat de mate voor de openheid per land exogeen is. Daarom zijn de OLS-resultaten het meest efficiënt. Ook deze resultaten komen overeen met die van Romer (1993). Romer heeft namelijk geen verband kunnen vinden tussen de mate voor de openheid per land en inflatie bij de ontwikkelde landen. OLS IV LOG_LRN en LOG_NOA LOG_LA en LOG_TP LOG_LRN en LOG_LA LOG_LRN en LOG_TP LOG_NOA en LOG_LA LOG_NOA en LOG_TP Constante 23.706 (7.096) 36.695 (11.487) 28.539 (6.997) 35.724 (11.171) 27.159 (7.184) 34.135 (13.595) 29.032 (7.248) LOG_OPENNESS -4.481 (1.608) -7.562 (2.646) -5.628 (1.604) -7.332 (2.567) -5.300 (1.648) -6.955 (3.125) -5.744 (1.651) FDI_NI 0.059 (0.068) 0.138 (0.085) 0.088 (0.081) 0.132 (0.082) 0.080 (0.081) 0.122 (0.079) 0.091 (0.078) 𝑅2 _0.083 _0.045 _0.078 _0.051 _0.081 _0.059 _0.077 Aantal observaties 95 95 95 95 95 95 95

0.25 0.864 F-toets

(P-waarde) 9.98 0.007 12.54 0.002 9.73 0.008 12.07 0.002 5.15 0.076 12.06 0.002

(23)

19

Hausman test statistic (P-waarde) 1.793 0.181 0.822 0.365 1.457 0.227 0.547 0.460 0.594 0.441 0.991 0.320 Hansen J statistic (P-waarde) 0.137 0.711 0.187 0.665 0.265 0.607 1.183 0.277 0.557 0.456 0.576 0.448

Tabel 4 OLS- en IV-resultaten voor de landen met een inkomen minder dan $12.236

Uit de OLS- en IV-resultaten blijkt dat de mate voor de openheid per land de inflatie negatief beïnvloedt bij de landen met een inkomen minder dan $12.236. De Anderson-Rubin Wald test geeft aan dat de mate voor de openheid per land geen significante invloed heeft op de inflatie bij het gebruikmaken van de instrumenten het aantal vliegvelden per land en de landoppervlakte. Er kan geen verklaring worden gegeven waarom dit zo is. Alle instrumenten zijn exogeen en relevant. Alleen bij de combinatie van de instrumenten het aantal vliegvelden per land en de landoppervlakte samen, zijn de instrumenten niet sterk genoeg. De Kleibergen-Paap Wald rk F statistic is namelijk kleiner dan 10. De testen voor de endogeniteit geven altijd aan dat de mate voor de openheid per land exogeen is. De OLS-schatting levert dus de beste en meest efficiënte resultaten op. De geldinstroom via DBI heeft geen invloed op de inflatie. Er moet verder worden opgemerkt dat het OLS-model geen last heeft van omitted variable bias en dat de weggelaten factoren een gezamenlijk effect hebben gelijk aan nul. Volgens Romers (1993) theorie is er een negatief verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie bij de

ontwikkelingslanden. De verkregen resultaten valideren dus zijn vindingen.

Volgens de Hausman test is de mate voor de openheid per land exogeen en daarom zijn de OLS-resultaten het best en efficiëntst. De enige controlevariabele met een significant effect op de inflatie is de geldinstroom via DBI en er is inderdaad een negatief verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie. Hoewel Romers vindingen ook worden ondersteund bij de volgende drie groepen landen: landen zonder uitschieters; landen met een inkomen van $12.236 of meer en landen met een inkomen minder dan $12.236, is het model dat wordt verkregen door backward elimination niet erg robuust. Bij de landen met een inkomen van $12.236 of meer en bij de landen met een inkomen minder dan $12.236 is het effect van de geldinstroom via DBI op de inflatie niet significant. Verder is de invloed van de weggelaten variabelen bij de landen zonder uitstekers en bij de landen met een inkomen van $12.236 of meer niet gelijk aan nul.

(24)

20

5. Conclusie

Er is een negatief verband tussen de mate voor de openheid per land en de inflatie. De enige controlevariabele die een significant effect heeft op de inflatie is de geldinstroom via DBI en het effect is positief. Wanneer er wordt getoetst of de mate voor de openheid per land endogeen is, blijkt dat dat niet het geval is. De OLS-schatting geeft dus de beste en efficiëntste resultaten. Om de robuustheid van de resultaten te testen worden er drie groepen landen gecreëerd: landen zonder uitschieters; landen met een inkomen van $12.236 of meer en landen met een inkomen minder dan $12.236. De resultaten van Romer worden bij alle groepen landen gevalideerd. Het model verkregen door het toepassen van backward elimination is niet erg robuust. Bij de landen zonder uitstekers en bij de landen met een inkomen van $12.236 of meer hebben de weggelaten variabelen een significant effect op de inflatie. Er is geen verband tussen de inflatie en de geldinstroom via DBI bij de landen met een inkomen van $12.236 of meer en bij de landen met een inkomen minder dan $12.236. Bij de landen met een inkomen van $12.236 of hoger is er ook geen verband tussen de mate voor de openheid per land en inflatie. Dit komt, zoals eerder

vermeld, overeen met Romers theorie. Er kan natuurlijk niet worden beweerd dat de theorie van Romer klopt, omdat we alleen het jaar 2013 hebben onderzocht. De volgende stap is dus om de andere jaren ook te onderzoeken en resultaten met die van Romer en met elkaar te vergelijken. Als laatst kunnen we concluderen dat het aantal vliegvelden en de totale lengte van het

wegennetwerk per land werken als instrumenten voor de mate voor de openheid per land. De totale bevolking per land is waarschijnlijk endogeen. Dat is een mogelijke verklaring voor het feit dat Romer geen verband vindt tussen de mate voor de openheid per land en inflatie wanneer hij de totale bevolking per land als het enige instrument gebruikt bij de IV-schattingen. Er moet verder worden vermeld dat we alleen rekening hebben gehouden met de mogelijke endogeniteit van de mate voor de openheid per land. Het is zeker mogelijk dat een paar van de overige

factoren ook endogeen zijn. Ons onderzoek heeft gebreken, maar het heeft interessante resultaten opgeleverd.

(25)

21

Bibliografie

Andinuur, J. (2013). INFLATION, FOREIGN DIRECT INVESTMENT AND ECONOMIC

GROWTH IN GHANA (MPhil thesis). Gevonden op

http://ugspace.ug.edu.gh/bitstream/handle/123456789/5334/James%20Andinuur_Inflatio n,%20Foreign%20Direct%20Investment%20and%20Economic%20Growth%20in%20G hana_2013.pdf;jsessionid=3FFCED5D375C1A115C08CA71E9F0968A?sequence=1 Appelbaum, B. (2017). U.S. Inflation Remains Low, and That’s a Problem. Gevonden op

https://www.nytimes.com/2017/07/24/us/politics/us-inflation-remains-low-and-thats-a-problem.html

Campillo, M., & Miron, J. A. (1997). Why Does Inflation Differ Across Countries? Gevonden op http://www.nber.org/chapters/c8889.pdf

Econ, D. (2008). What is the relevance of the Phillips curve to the modern economies? Gevonden op

http://www.frbsf.org/education/publications/doctor-econ/2008/march/phillips-curve-inflation/

EconomyWatch. (2010). Airports, World Airports, Economic Impact of Airports. Gevonden op http://www.economywatch.com/world-country/airports.html

Inflatie - informatie over inflatie. (z.j.). Gevonden op http://nl.global-rates.com/economische-statistieken/inflatie/inflatie-informatie.aspx

Ismail, N. W., & Mahyideen, J. M. (2015). The Impact of Infrastructure on Trade and Economic

Growth in Selected Economies in Asia. Gevonden op

https://www.adb.org/sites/default/files/publication/177093/adbi-wp553.pdf Kuepper, J. (2017). Globalization and Its Impact On Economic Growth. Gevonden op

https://www.thebalance.com/globalization-and-its-impact-on-economic-growth-1978843 Mukhtar, T. (2010). Does Trade Openness Reduce Inflation? Empirical Evidence from Pakistan.

The Lahore Journal of Economics, 15(2), 35-50.

Munir, S., Hasan, H., & Muhammad, M. (2015). The Effect of Trade Openness on Inflation: Panel Data Estimates from Selected Asian Economies (1976-2010). Southeast Asian

(26)

22

Munir, S., & Kiani, A. K. (2011). Relationship between Trade Openness and Inflation: Empirical Evidences from Pakistan (1976-2010). The Pakistan Development Review, 50(4), 853-876.

Ozimek, A. (2017). Population Growth and Inflation. Gevonden op

https://www.economy.com/dismal/analysis/commentary/296780/Population-Growth-and-Inflation/

Picardo, E. (2016). How Inflation and Unemployment Are Related. Gevonden op

http://www.investopedia.com/articles/markets/081515/how-inflation-and-unemployment-are-related.asp

Ramzan, M., Fatima, K., & Yousaf, Z. (2013). An analysis of the relationship between Inflation

and Trade Openness. Gevonden op http://journal-archieves34.webs.com/215-229.pdf

Rangkakulnuwat, P., & Thurner, P. (2017). TRADE OPENNESS AND INFLATION: AN

EMPIRICAL EVIDENCE OF THAILAND. Gevonden op

http://www.worldresearchlibrary.org/up_proc/pdf/1000-150492828633-36.pdf

Romer, D. (1993). OPENNESS AND INFLATION: THEORY AND EVIDENCE*. Gevonden op https://eml.berkeley.edu/~dromer/papers/DRomer_QJE1993.pdf

Sharpley, R., & Telfer, J. D. (2002). Tourism and development: concepts and issues. Sydney, Australia: Channel View Publications.

Termos, A., Naufal, G., & Genc, I. (2013). Remittance outflows and inflation: The case of the GCC countries. Economics Letters, 120(1), 45-47.

Yi, M. H., & Choi, C. (2005). The effect of the Internet on inflation: Panel data evidence.

(27)

23

Bijlage

Bijlage I: De betekenis van de afkortingen van de variabelen en instrumenten.

Afkorting Betekenis

Va

riab

len

INFLATION De inflatie gebaseerd op de consumentenprijsindex (CPI).

LOG_OPENNESS De log van de mate voor de openheid per land gemeten als het percentage van import plus export ten opzichte van het bruto binnenlands product.

GDS De bruto nationale besparing uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto binnenlands product.

LOG_GDP_PC De log van het bruto binnenlands product per hoofd.

FDI_NI De geldinstroom via DBI uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto binnenlands product.

FDI_NO De gelduitstroom via DBI uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto binnenlands product.

UR De totale werkloosheidsgraad.

LOG_IT_R De log van het extra geld dat een land binnenstroomt via het internationale toerisme. LOG_IT_E De log van het extra geld dat een land uitstroomt via het internationale toerisme. GFCF Gross fixed capital formation uitgedrukt als percentage ten opzichte van het bruto

binnenlands product.

LOG_PR_P De log van het geld overgemaakt naar het buitenland.

PG De jaarlijkse bevolkingsgroei.

IUTI Het aantal individuen die internet gebruiken gemeten als het percentage ten opzichte van de totale bevolking.

In

stru

m

en

ten

LOG_LA De log van de landoppervlakte.

LOG_TP De log van de totale bevolking per land.

LOG_LRN De log van de totale lengte van het wegennetwerk per land. LOG_NOA De log van het aantal vliegvelden per land.

(28)

24

Bijlage II: Een overzicht van de landen in de sample

Afghanistan Albania Algeria Angola Argentina Armenia Australia* Austria* Azerbaijan Bahamas, The* Bahrain* Bangladesh Barbados* Belarus Belgium* Belize Benin Bolivia Bosnia and Herzegovina

Botswana Brazil Bulgaria Burkina Faso Burundi Cabo Verde Cambodia Cameroon Canada* Chile* China Colombia Congo, Dem. Rep.

Cote d'Ivoire Croatia Cyprus* Czech Republic* Denmark* Dominican Republic Ecuador Egypt, Arab Rep.

El Salvador Estonia* Fiji Finland* France* Gambia, The Georgia Germany* Ghana Greece* Guatemala Guinea-Bissau Guyana Haiti Honduras Hong Kong SAR, China*

Hungary* Iceland* India Indonesia Iraq Ireland* Israel* Italy* Jamaica Japan* Jordan Kazakhstan Kenya Korea, Rep.* Kyrgyz Republic Lao PDR Latvia* Lebanon Lithuania* Luxembourg* Macedonia, FYR Madagascar Malawi Malaysia Mali Malta* Mauritania Mauritius Mexico Moldova Mongolia Montenegro Morocco Mozambique Namibia Netherlands* New Zealand* Nicaragua Niger Nigeria Norway* Oman* Pakistan

(29)

25 Panama Philippines Poland* Portugal* Romania Russian Federation Rwanda Saudi Arabia* Senegal Serbia Sierra Leone Slovak Republic* Slovenia* South Africa Spain* Sri Lanka St. Lucia

St. Vincent and the Grenadines Suriname Swaziland Sweden* Switzerland* Tajikistan Tanzania Thailand Timor-Leste Togo Tunisia Turkey Uganda Ukraine United Kingdom* United States* Uruguay* Vanuatu Venezuela, RB Yemen, Rep. Zambia Zimbabwe