3.2 全球化和通貨膨脹的聯系的直接證據

Romer（1993）利用1973—1988年114個國家的數據對通貨膨脹和貿易開放度的關系進行了研究。他的OLS回歸結果表明，貿易開放度的上升對通貨膨脹有顯著的抑制作用，但是這一結果對發達工業國家并不顯著。Romer（1993）認為這可能是小樣本誤差所致。Lane（1997）指出Romer（1993）的回歸遺漏了一個重要的30控制變量，即國家的大小（關于其理論原因參見3.3節）。利用和Romer（1993）一樣的樣本，Lane（1997）發現在控制了國家規模（以總收入為代理變量）因素之后貿易開放度對通貨膨脹的抑制作用變得更加顯著了。更重要的是，這一結論對發達工業國家也成立。Romer（1993）意識到利用OLS估計得到的貿易開放度對通貨膨脹的影響系數可能是有偏的。因為通貨膨脹和貿易保護政策可能都是政府選舉這樣的政治原因導致的。在這種情況下貿易開放度是內生的，OLS估計得到的參數是不可靠的。

為此，Lane（1997）利用貿易開放度指標衡量貿易開放。這一指標是用進口占GDP的比例對一些地理和政策因素（關稅）回歸得到的預測值構建的。Lane（1997）認為用這一指標度量貿易開放度并進行回歸可以避免貿易開放度的內生性導致的估計偏誤。然而關稅作為一個貿易政策指標包含在貿易開放度指標中，這可能導致貿易保護和高通貨膨脹的因果關系倒置，從而對OLS的結果產生影響。

Badinger（2009）用基于純地理因素的引力模型預測貿易開放度并以這一預測變量作為貿易開放度的工具變量。他認為這一指標與貿易政策因素是無關的，因此可以解決貿易開放度的內生性問題。利用91個國家1985-2004年的數據，Badinger（2009）的工具變量回歸結果顯示貿易開放度對通貨膨脹的顯著抑制作用是存在的。但是這一結果在OECD子樣本中卻不成立。Badinger（2009）認為這表明由于中央銀行機構改革，時間不一致性問題在發達國家已經得到解決。這一解釋是存在問題的。在3.3節我們將深入討論這一問題。

Terra（1998）認為Romer（1993）的結果只適用于高負債的國家。他認為貿易開放抑制了高負債國家征收通貨膨脹稅的動機，除此之外貿易開放度對通貨膨脹沒有顯著影響。Gruben和Mcleod（2004）利用118個國家1972—2000年的數據進行了SYS-GMM面板估計，發現控制負債率并不影響貿易開放度的顯著性，并且貿易開放度對通貨膨脹的抑制作用在20世紀90年代變得更加顯著。因為SYS-GMM采用變量的滯后變量作為工具變量，因此可以控制貿易開放度的內生性的影響，所以Gruben和Mcleod（2004）認為他們的結果是對Romer（1993）的結果的進一步支持。Ciccarelli和Mojon（2005,2008a,2008b）采用因子分析研究了全球化和通貨膨脹的關系。他們發現OECD中22國的通貨膨脹率動態中存在一個明顯的公因子，而且各國的通貨膨脹率在長期中都向這一公因子收斂。這為通貨膨脹的全球化假說提供了進一步的支持。類似地，Mumtaz和Surico（2008）用動態因子分析模型分析了G7國家在過去30年中的通貨膨脹動態，發現這些國家的通貨膨脹的聯動在20世紀80年代中期以后變得更加明顯。