识别资本市场扭曲
Identifying Capital Market Distortions Zheng (Michael) Song;Guiying Laura Wu; 1:芝加哥大学布思商学院 2:南阳理工大学经济系 摘要(Abstract)：

资本市场通过错配资源降低了总生产效率。现有文献通过平均资本的收益分布得出资本市场扭曲的结论。然而,定义资本市场的扭曲会受到一些识别因素的影响。产出中未观测到的异质性和需求弹性,资本调整成本和特殊冲击,以及数据中的测量误差均会造成估计值存在向上偏差。本文提出一种包含上述所有因素的识别资本市场扭曲的新方法。通过对来自中国工业调查数据库的企业数据进行检验,我们发现资本市场扭曲导致20%的中国企业存在总的收益损失,但是对于大型Compustat企业,这种损失事实上并不存在。

关键词(KeyWords)： 资本市场扭曲;;广义ARP方法;;识别;;错配;;结构估计;;未观测到的异质性

Abstract:

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作者(Author): Zheng (Michael) Song;Guiying Laura Wu;

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①Restuccia and Rogerson(2013)同样把这种方法称作“间接方法”。参见他们的论文中关于测量错配的方法的文献综述。
①参见Cooper等(2010)对于中国制造业中劳动调整策划的根本结构估计。
②然而,总生产效率中信用市场没完美性的重要性完全没有被认定。参见Caselli and Gennaioli(2013),Buera et al.(2011),Buera and Shin(2013)以及Moll(2012)的不同结果。
①Z_(i,t)≡(η/γ)~(1/γ_i)[(1-ηi)~(1-α_i)(βi/ω_(i,t))~(βi)(1-αi-βi/m_(i,t)~(1-αi-βi)]~((1/η_i-1))X_(i,t)A~((1/ηi)-1)
①风险中性假设特殊与风险厌恶投资者多样化风险且没有总冲击的完全市场等价。放松假设有可能从很多途径造成不同企业之间的r不同。附录5将会讨论一些可能性以及估计结果如何被相应地受到影响。
②这是因为K_(i,t)的时间设置。无论分母是K_(i,t)还是K_(i,t),在我们的样本中,关键估计变量,平均收益资本比,σ_τ都具有相似的分布。因此,时间假设对我们的结果具有很小的作用。
①组间相关性的定义如下:bcorr(π/Y),
②例如,当我们根据利用中国或者美国企业数据进行的估计值进行参数设置的时候,结论是数量上相同的。
①这些企业解释了总产业产出的近90%。
②销售产品的成本包括:(1)原材料和利用的设备;(2)劳动力,包括工资税和工资福利;(3)可分配至生产的经常费用。
①这与Compustat样本的收益资本比比NBS样本的更低的事实一致(详见表1)。
②表A.5展示了成熟模型中的稳健性检验的结果。可以通过发送要求查看简单模型中的结果。
①例如,Jorgenson et al.(1987)通过中间产品,劳动力投入和资本投入的生产函数回归估计了美国28个制造企业的资本产出弹性。他们发现资本份额的估计值大约在0.0486(服装和其他针织品)和0.333(烟草)之间,均值大约为0.098(电子产品和设备)。
①特别地,我们利用两个包含前十个最资本密集和后十个最不资本密集的产业的子样本进行模型估计。制造业的资本密集度排名遵循的是Song等(2011)。这个结果可以通过邮箱获取。
②如果我们家假设A_(i,t),X_(i,t),w_(i,t)和m_(i,t)都遵循一个平稳的AR(1)过程,那么Z_(i,t)的随机过程可以通过它的定义内生地获得。保证式(22)恒成立,一个必要的条件就是四个随机变量共享一个相同水平的一致性ρ,并且对于任意一个变量的冲击是独立的。
①表A.3的第五列的参数被设置为基础参考。
①Asker等(2011)证实了资本调整成本有可能解释收益资本比的主要部分,引起了我们对资本市场扭曲重要性的怀疑。我们的结果提出了一个分别从通过匹配组间和组内分布的资本调整成本中分离未观测异质性的简单方法。
②ρ可以通过运用GMM的方法进行修正来估计logπ_(i,t)的动态面板数据模型(例如,Cooper and Haltiwanger,2006)。估计变量包括logπ_(i,t-1),log Kπ_(i,t)和年份的虚拟变量。NBS企业的自回归估计系数为0.41,与Cooper and Haltiwanger(2009)(文献中没有)估计的0.89形成对比。本质上更低的估计值反映了由于中国利润数据巨大的测量误差稀释了偏差,这个我们将在结构估计中证实。
①与Cooper and Haltiwanger(2006)以及Bloom(2009)类似,我们同样发现只有非凸的资本调整成本对于匹配数据来说是必要的。特别地,Cooper and Haltiwanger(2006)在纵向调查数据集中发现b~q>0和b~f>0;Bloom(2009)在Compustat大企业中发现b~q>0和b~i>0。我们的结论发现b~q>0和b~f>0的结合最契合数据,与Cooperand Haltiwanger(2006)的结论一致。
①NBS样本中的劳动力补偿(包括福利)对销售的比例通常很低(大约0.08)。一个重要的原因是严重未汇报的劳动力补偿(Qian和Zhu,2012)。我们利用产品成本和原料成本的差异来计算真正的劳动力补偿。这个得到的劳动力份额是0.125,在样本的平均水平之上。样本中的平均资本份额是0.158。因此在中国制造业中,劳动力份额大致等于资本份额,这与Qian和Zhu(2012)得到的企业水平总统及结果一致。
①Zhang et al.(2005)估计中国城镇的教育回报率,在2001年的平均回报率为10.3%。
①这里,我们令β_i和α_i相互独立。在固定规模报酬的假设下,我们令1-α_i-β_i与α_i独立。那么,应该利用(β_i/ω_i)β_i替代E[Z_i(α_i)]中的(1-α_i-β_i/m_i)~(1-α_i-β_i)。相应地,接下来的估计将包含1-α_i-β_i和ω_i,而不是β_i和m_i。这样的替代对于σ_τ的估计没影响。
①例如,Fazzari et al.(1988)发现由于金融约束越年轻越小的企业更倾向于面对一个更高的资本使用者成本。更详细的证明参考Hadlock and Pierce(2010)。
①“其他所有制”(OTHERS)包括合作单位,联合所有制单位,股份有限合作制,股份制等。
②一个例外是Michael(2011)。
①这个结果留到以后资本调整成本的情况中再考虑。Bloom(2000)指出当一家企业在平衡增长路径上,有调整成本的资本冲击和没有资本冲击之间的差距是有范围限制的。


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