![Suppose the n observations in the data are partitioned into
networks, with nr agents in the rth network. For the rth network, let
where Yr = (y1r, …, ynr)′ is an nr-dimensional vector of outcomes,
Gr = [gij,r] is an nr × nr adjacency matrix, gij,r is equal to 1 if i and
j are connected, 0 otherwise. Xr is a nr × p matrix of exogenous
variables capturing individual characteristics. For ease of
presentation, we assume Gr and Xr are non-stochastic. εr = (ε1r, …,
εnr)′ is a vector of errors whose elements are i.i.d. with 0 mean and
variance for all i.6
For model (1), ϕ represents the endogenous effect, where an
agent’s choice/outcome may depend on those of his/her peers on
the same activity, and γ represents the contextual effect, where an
agent’s choice/outcome may depend on the exogenous
characteristics of his/her peers.
Let us suppose there is a finite number of types of agents in the
population. For simplicity, let us consider two types a and b. A and B
are thus sets that partition {1,…, n}. The na and nb denote the
cardinalities of A and B. Let and β = (β ′, γ ′)′.
Let us now define
where Ga,r is
formed only among nodes of type A and Gab,r keeps trace of links
from b to a.7 Regularity conditions are listed in Appendix 1. Model
(1) can be generalized in the following way:](https://image.slidesharecdn.com/121328-250516034930-7aabf371/85/The-Econometrics-of-Networks-1st-Edition-Aureo-De-Paula-32-320.jpg)
![1. (a)
+ || ϕabϕbaCa,r ||∞ ≤ 1. This condition also implies that Ma,r is
uniformly bounded in absolute value.10
We note that: (i) we present an aggregate model specification
(i.e., G which multiplies y in model (1) is not row-normalized), but
the approach also applies to an average model (i.e., when G which
multiplies y in model (1) is row-normalized)11; (ii) our model
specification has two types, but all the assumptions, propositions
and proofs can be naturally extended to a finite number of types;
(iii) we consider a single network, but the approach can be easily
extended to the case of multiple networks (i.e., a network with
several components) with the addition of network fixed effects in the
model specification12; and (iv) we can also add a heterogeneous
spatial lag in the error term εa = ρaWaεa + ρabWabεb.13
3. IDENTIFICATION
For notational convenience, from now on we omit the network
observation index. Let us define
Endogenous effects in equation (2) are identified if E(Za) has full
column rank for large n.14 In this section, we find sufficient
conditions for E(Za) to have full column rank.15 The detailed proof is
given in Appendix 3. Here, identification means that a consistent
estimator of the parameters of model (2) exists.
Proposition 1. Let Xa and Xb have full column rank. If Ma, Mb,
Ja and Jb are invertible,16 then E(Za) has full column rank in the
following cases
i. βaϕa + γa ≠ 0,
ii. Ia, Ga and are linearly independent.
[and]
(b) i. βbϕb + γb ≠ 0,](https://image.slidesharecdn.com/121328-250516034930-7aabf371/85/The-Econometrics-of-Networks-1st-Edition-Aureo-De-Paula-34-320.jpg)
![2. (a)
ii. Gab and GabGb are linearly independent.
[or]
i. γab ≠ 0,
ii. Gab and GaGab are linearly independent.
[and]
(b) i. γba ≠ 0,
ii. Ia, Ga and GabGba are linearly independent.
Fig. 1. Identification with Heterogeneous Nodes.
Proposition 1 generalizes the identification conditions in Bramoullé et
al. (2009). Note that conditions (1a) are exactly the same
identification conditions found by Bramoullé et al. (2009) in the case
of homogeneous effects (i.e., only one type). Proposition 1 here is
more general as it provides alternative possibilities. When more than
one type is considered we do not need linear independence of a
particular set of matrices – we have multiple sufficient conditions.
Even if Ia, Ga and are linearly dependent we can still identify ϕa,](https://image.slidesharecdn.com/121328-250516034930-7aabf371/85/The-Econometrics-of-Networks-1st-Edition-Aureo-De-Paula-35-320.jpg)
![Recalling that Za = [Gaya, Gabyb, E(Am)] is a n × (k + 2) matrix,
we have fa = E(Za) = [E(Gaya), E(Gabyb), E(Am)]. Therefore, from
equations (6) and (7) we have
where e1 is a first unit vector of dimension (k + 2), Sa = GaMa and
Sab = GabMb. These instruments are infeasible given the embedded
unknown parameters. fa can be considered a linear combination of
IVs in E(Am)), Sab (GbaJaE(Am), E(Bm)),
E(Am)). Furthermore, since Sa = GaMa and Sab = GabMb provided
that || ϕaGa ||∞ + || ϕabϕbaCa ||∞ ≤ 1 and || ϕbGb ||∞ < 1, we
have
The same approximation holds for Sab. It follows that
This implies](https://image.slidesharecdn.com/121328-250516034930-7aabf371/85/The-Econometrics-of-Networks-1st-Edition-Aureo-De-Paula-37-320.jpg)
![where
The many-instrument bias of the 2SLS estimator can be corrected
by the estimated leading-order bias (b) given in Proposition 2. Given
consistent estimates of the bias-corrected
2SLS estimator is
The following proposition shows that the bias-corrected estimator
is properly centered around the normal distribution.
Proposition 3. Under i, if
−consistent initial
estimators, then
4.2. Finite Sample Performance
In this section, we use simulation experiments to investigate the
performance of the proposed estimator in small samples.
We conduct a Monte Carlo simulation study based on the
following model
where Xa, Xb and ε ∼ N(0, 1). Borrowing from Liu and Lee (2010),
we generate the G matrix as follows. First, for the ith row of G, we
generate an integer di ε [0, 1, …, m] with a uniform probability
function, where m = 10, 20, 30. Then we set the (i + 1)th, ···, (i +
di)th elements of the ith row of G to be ones. If (i + di)th < na, the
other elements in that row are zeros; otherwise, the entries of ones](https://image.slidesharecdn.com/121328-250516034930-7aabf371/85/The-Econometrics-of-Networks-1st-Edition-Aureo-De-Paula-40-320.jpg)
![Therefore, the commonly used instrument might not be valid as
the exclusion restrictions might be violated. Third, we misspecify the
contextual effects (GaXa) by ignoring the characteristics of other-
type peers. Analytically, the bias is
where Za = [Gaya, Xa, GaXa] and The bias is
positively correlated with the direct influence of type B on type A, as
captured by the peer effects from B to A and the influence of the
characteristics of type B on type A.
Table 3 shows the extent of this bias in finite samples through a
Monte Carlo simulation and represents the performance of the 2SLS
few IVs following the same experiment design as in the previous
section.24 We report on the case in which the maximum number of
connections is 10 for each node (as in panel 2 of Table 1).25 The
first column reports the real value of the parameters. The second
column shows the performance of the 2SLS estimator in the
misspecified model. When interactions between types are at work
but ignored by the econometrician it results in the size of the bias
derived above. The third column shows the results of the estimator
when the econometrician considers the correct DGP (equations 11
and 12), but does not use the approximation of optimal instruments
(equation 8). In other words, we consider the case where the
traditional network IV approach is applied mechanically, thus
and GabGbXb are used as instruments, respectively, for GaYa and
GabYb. In short, only within-type instruments are considered. The
resulting 2SLS estimator is consistent but not efficient. The fourth
column reports the performance of our 2SLS few IVs (equation 8),
which considers the Hk matrix derived in Section 4 (i.e., which also
includes between type instruments).26 Mean values for each](https://image.slidesharecdn.com/121328-250516034930-7aabf371/85/The-Econometrics-of-Networks-1st-Edition-Aureo-De-Paula-43-320.jpg)
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- 8. Volume 21 Volume 22 Volume 23 Volume 24 Volume 25 Volume 26 Volume 27A Volume 27B Volume 28 Volume 29 Volume 30 Volume 31 Volume 32 Volume 33 Volume 34 ADVANCES IN ECONOMETRICS Series editors: Thomas B. Fomby, R. Carter Hill, Ivan Jeliazkov, Juan Carlos Escanciano, Eric Hillebrand, Daniel L. Millimet, Rodney Strachan Previous Volumes Modelling and Evaluating Treatment Effects in Econometrics – Edited by Daniel L. Millimet, Jeffrey A.Smith and Edward Vytlacil Econometrics and Risk Management – Edited by Jean-Pierre Fouque, Thomas B. Fomby and Knut Solna Bayesian Econometrics – Edited by Siddhartha Chib, Gary Koop, Bill Griffiths and Dek Terrell Measurement Error: Consequences, Applications and Solutions – Edited by Jane Binner, David Edgerton and Thomas Elger Nonparametric Econometric Methods – Edited by Qi Li and Jeffrey S. Racine Maximum Simulated Likelihood Methods and Applications – Edited by R. Carter Hill and William Greene Missing Data Methods: Cross-sectional Methods and Applications – Edited by David M. Drukker Missing Data Methods: Time-series Methods and Applications – Edited by David M. Drukker DSGE Models in Macroeconomics: Estimation, Evaluation and New Developments – Edited by Nathan Balke, Fabio Canova, Fabio Milani and Mark Wynne Essays in Honor of Jerry Hausman – Edited by Badi H. Baltagi, Whitney Newey, Hal White and R. Carter Hill 30th Anniversary Edition – Edited by Dek Terrell and Daniel Millmet Structural Econometric Models – Edited by Eugene Choo and Matthew Shum VAR Models in Macroeconomics — New Developments and Applications: Essays in Honor of Christopher A. Sims – Edited by Thomas B. Fomby, Lutz Kilian and Anthony Murphy Essays in Honor of Peter C. B. Phillips – Edited by Thomas B. Fomby, Yoosoon Chang and Joon Y. Park Bayesian Model Comparison – Edited by Ivan Jeliazkov and Dale J. Poirier
- 9. Volume 35 Volume 36 Volume 37 Volume 38 Volume 39 Volume 40A Volume 40B Volume 41 Dynamic Factor Models – Edited by Eric Hillebrand and Siem Jan Koopman Essays in Honor of Aman Ullah – Edited by Gloria Gonzalez-Rivera, R. Carter Hill and Tae-Hwy Lee Spatial Econometrics – Edited by Badi H. Baltagi, James P. LeSage and R. Kelley Pace Regression Discontinuity Designs: Theory and Applications – Edited by Matias D. Cattaneo and Juan Carlos Escanciano The Econometrics of Complex Survey Data: Theory and Applications – Edited by Kim P. Huynh, David T. Jacho-Chávez and Guatam Tripathi Topics in Identification, Limited Dependent Variables, Partial Observability, Experimentation, and Flexible Modelling Part A – Edited by Ivan Jeliazkov and Justin L. Tobias Topics in Identification, Limited Dependent Variables, Partial Observability, Experimentation, and Flexible Modelling Part B – Edited by Ivan Jeliazkov and Justin L. Tobias Essays in Honor of Cheng Hsiao – Edited by Tong Li, M. Hashem Pesaran and Dek Terrell
- 10. ADVANCES IN ECONOMETRICS VOLUME 42 THE ECONOMETRICS OF NETWORKS EDITED BY ÁUREO DE PAULA University College London, UK ELIE TAMER Harvard University, USA MARCEL-CRISTIAN VOIA University of Orléans, France
- 11. United Kingdom – North America – Japan India – Malaysia – China
- 12. Emerald Publishing Limited Howard House, Wagon Lane, Bingley BD16 1WA, UK First edition 2020 Copyright © Chapter 9. ‘Survival Analysis of Banknote Circulation: Fitness, Network Structure, and Machine Learning’, © 2020 Bank of Canada. Published under exclusive licence by Emerald Publishing Limited. All other chapters © 2020 Emerald Publishing Limited. Reprints and permissions service Contact: permissions@emeraldinsight.com No part of this book may be reproduced, stored in a retrieval system, transmitted in any form or by any means electronic, mechanical, photocopying, recording or otherwise without either the prior written permission of the publisher or a licence permitting restricted copying issued in the UK by The Copyright Licensing Agency and in the USA by The Copyright Clearance Center. Any opinions expressed in the chapters are those of the authors. Whilst Emerald makes every effort to ensure the quality and accuracy of its content, Emerald makes no representation implied or otherwise, as to the chapters’ suitability and application and disclaims any warranties, express or implied, to their use. British Library Cataloguing in Publication Data A catalogue record for this book is available from the British Library ISBN: 978-1-83867-576-9 (Print) ISBN: 978-1-83867-575-2 (Online) ISBN: 978-1-83867-577-6 (Epub) ISSN: 0731-9053 (Series)
- 14. CONTENTS Introduction Econometrics of Networks Áureo de Paula, Elie Tamer and Marcel Voia SECTION 1 IDENTIFICATION OF NETWORK MODELS Chapter 1 Identification and Estimation of Network Models with Heterogeneous Interactions Tiziano Arduini, Eleonora Patacchini and Edoardo Rainone Chapter 2 Identification Methods for Social Interactions Models with Unknown Networks Hon Ho Kwok Chapter 3 Snowball Sampling and Sample Selection in a Social Network Julian TszKin Chan SECTION 2 NETWORK FORMATION
- 15. Chapter 4 Trade Networks and the Strength of Strong Ties Áureo de Paula Chapter 5 Application and Computation of a Flexible Class of Network Formation Models Seth Richards-Shubik SECTION 3 NETWORKS AND SPATIAL ECONOMETRICS Chapter 6 Implementing Faustmann– Marshall–Pressler at Scale: Stochastic Dynamic Programming in Space Harry J. Paarsch and John Rust Chapter 7 A Spatial Panel Model of Bank Branches in Canada Heng Chen and Matthew Strathearn Chapter 8 Full-information Bayesian Estimation of Cross-sectional Sample Selection Models Sophia Ding and Peter H. Egger Chapter 9 Survival Analysis of Banknote Circulation: Fitness, Network Structure, and Machine Learning
- 16. Diego Rojas, Juan Estrada, Kim P. Huynh and David T. Jacho-Chávez SECTION 4 APPLICATIONS OF FINANCIAL NETWORKS Chapter 10 Financial Contagion in Cross- holdings Networks: The Case of Ecuador Pablo Estrada and Leonardo Sánchez-Aragón Chapter 11 Estimating Spillover Effects with Bilateral Outcomes Edoardo Rainone Chapter 12 Interconnectedness Through the Lens of Consumer Credit Markets Anson T. Y. Ho Chapter 13 FRM Financial Risk Meter Andrija Mihoci, Michael Althof, Cathy Yi-Hsuan Chen and Wolfgang Karl Härdle Index
- 17. INTRODUCTION ECONOMETRICS OF NETWORKS Áureo de Paula, Elie Tamer and Marcel Voia The Econometrics of Networks. Volume 42 of the series Advances in Econometrics (AiE) aims at providing novel methodological and empirical research on the econometrics of networks. The volume includes both theoretical and empirical/policy papers with the specific purpose of providing an opportunity for a dialogue between academics and practitioners to better understand this new and important area of research and its role in policy discussions. The volume is a good resource for graduate students and researchers. It includes 13 chapters covering various topics such as identification of network models, network formation, networks and spatial econometrics and applications of financial networks. One can also learn about network models with different types of interactions, sample selection in social networks, trade networks, stochastic dynamic programing in space, spatial panels, survival and networks, financial contagion, spillover effects, interconnectedness on consumer credit markets and a financial risk meter. The book can be also a resource for data scientists and professionals from the industry as it provides a useful resource for applications, such as, for example, offering theoretical discussions about within and between groups interactions, the role unknown
- 18. networks play in social interactions and the role of strong ties on trade networks. A brief description of the chapters of the book which are grouped in four sections is presented below. SECTION 1: IDENTIFICATION OF NETWORK MODELS This section comprises of three chapters. The chapter by Tiziano Arduini, Eleonora Patacchini and Edoardo Rainone, “Identification and Estimation of Network Models with Heterogeneous Interactions,” generalizes the standard linear-in-means model to allow for multiple types of between and within-type interactions. It extends the Bramoulle, Djebbari, and Fortin’s (2009) and Calvo-Armengol, Patacchini, and Zenou’s (2009) identification conditions and Liu and Lee’s (2010) estimation approach when network data are available and peer effects are heterogeneous by peer-type. The proposed methodology is inspired by Liu and Lee (2010) and Liu (2014) where the many instruments are derived from many networks (groups) observed in the sample. Differently, in the model proposed by the authors the many instruments derive from the multiple subnetwork framework. A multiple subnetwork framework does not only result in a larger number of instruments but also yields multiple approximations of the optimal instruments. The bias arising when interactions are ignored is analytically derived and evaluated in finite samples using simulation experiments. The authors show that the form of the many-instrument bias differs, though the leading order remains unchanged. The chapter by Hon Ho Kwok, “Identification Methods for Social Interactions Models with Unknown Networks,” develops a two-step identification method for social interaction models with unknown networks and discusses how the proposed methods are connected to the identification methods for models with known networks. In the first step, a linear regression is used to identify the reduced forms, while the second step decomposes the reduced forms to identify the
- 19. primitive parameters. The proposed methods use panel data to identify networks. Two cases are considered: the sample exogenous vectors span Rn (long panels), and the sample exogenous vectors span a proper subspace of Rn (short panels). For the short panel case, in order to solve the sample covariance matrices’ non- invertibility problem, the chapter proposes to represent the sample vectors with respect to a basis of a lower-dimensional space so that fewer regression coefficients are needed in the first step. This allows for the identification of some reduced form submatrices, which provide the equations necessary for identifying the primitive parameters. The chapter by TszKin Julian Chan, “Snowball Sampling and Sample Selection in a Social Network,” studies a snowball sampling method for social networks with endogenous peer selection. Snowball sampling is a sampling design which preserves the dependence structure of the network. It sequentially collects the information of vertices linked to the vertices collected in the previous iteration. The snowball samples suffer from a sample selection problem because of the endogenous peer selection. The chapter proposes a new estimation method that uses the relationship between samples in different iterations to correct for selection. In the application, the snowball samples collected from Facebook is used to estimate the proportion of users who support the Umbrella Movement in Hong Kong. SECTION 2: NETWORK FORMATION This section has two chapters. The chapter by Áureo de Paula, “Trade Networks and the Strength of Strong Ties,” surveys the relevant literature on strategic formation of networks and uses it to motivate looking at questions related to the behavior of individuals in the presence of imperfect market institutions. In particular, the chapter is interested in how individuals devote resources to the establishment of reliable connections in order to attenuate the
- 20. frictions that reduce trading and insurance opportunities by looking to answer questions such as: When should we expect to see the appearance of such interpersonal networks as a stable support of economic transactions? Having been established as a stable phenomenon, does voluntary networking improve upon the situation in which no such connections can be established? To answer these questions de Paula extends a trade network first suggested by an example in Jackson and Watts (2002) and builds a model which shows that the investment in strong ties often, though not always, produces stable configurations that manage to improve upon the imperfections of market institutions. The author finds that such voluntary networks of “strong ties” can usually be sustained as a stable outcome, though examples are not hard to achieve in which no equilibrium configuration occurs. Additionally, he finds that whenever such a structure exists, it improves general well-being over a situation in which only formal unreliable markets existed. And finally, the analysis suggests that though voluntary networking efforts are no substitute for an improvement in the reliability of formal institutions, emergence of informal insurance networks or extensive investment in connections should come as no surprise in the presence of “noisy” market institutions. The chapter by Seth Richards-Shubik, “Application and Computation of a Flexible Class of Network Formation Models,” discusses the empirical application of a class of strategic network formation models, using the approach to identification introduced by de Paula, Richards-Shubik and Tamer (2018). The chapter emphasizes the interplay between model specification and computational complexity and suggests approaches that help in improving empirical/computational tractability. Two detailed examples, one on friendship networks and another on coauthorship networks, are used to illustrate these issues and to demonstrate the performance of the approach with both simulation and empirical evidence. The analysis shows how the utility specification impacts dimensionality. Additionally, the author shows how machine learning
- 21. techniques can be used for dimension reduction in the coauthorship model to make the model computationally feasible while including a rich set of covariates. The chapter presents a more general estimation method, which expands the potential range of applications. Also, a statistical inference is provided with minimal computational burden. SECTION 3: NETWORKS AND SPATIAL ECONOMETRICS This section comprises of four chapters. The chapter by Harry J. Paarsch and John Rust, “Implementing Faustmann–Marshall–Pressler at Scale: Stochastic Dynamic Programming in Space,” constructs an intertemporal model of rent- maximizing behavior on the part of a timber harvester under potentially multi-dimensional risk as well as geographical heterogeneity. Subsequently, the authors use recursive methods (the method of stochastic dynamic programing) to characterize the optimal policy function which is the rent-maximizing timber- harvesting profile. One feature of their application to forestry in the province of British Columbia is the unique and detailed information that is organized in the form of a dynamic geographical information system which helps to account for site-specific cost heterogeneity in harvesting and transportation, as well as an uneven-aged stand dynamics in timber growth and yield across space and time in the presence of stochastic lumber prices. Their framework is a powerful tool, and by using it one can conduct a variety of different policy experiments. First, the authors use geography both in the planar sense and in the three-dimensional sense. Second, they consider site-specific heterogeneity both on the cost side in terms of harvesting and transportation and on the growth and yield side in terms of heterogeneous stands of timber. Third, they use best-practice biological methods to model the dynamics of uneven-aged forest growth and yield. Fourth, in the
- 22. past, economists have typically demonstrated their methods by solving simple, prototypical examples in closed-form or they have imposed conditions sufficient to sign comparative static predictions. Alternatively, in this chapter the authors use recent developments in computational methods to solve numerically for the optimal policy function. Finally, they compared their optimal harvesting policy with the harvests that have occurred during the past eight years, or so, finding striking and significant differences. The chapter by Heng Chen and Matthew Strathearn, “A Spatial Panel Model of Bank Branches in Canada,” empirically analyzes the spatial bank branch network in Canada. The authors study the market structure (both industrial and geographic concentrations) via its own or adjacent postal areas. The empirical framework considers branch density (the ratio of the total number of branches to area size) by employing a spatial two-way fixed effects model. The addition of geographic concentration, as measured by the average distance to the closest bank branch, allows the authors to reflect on the degree of spatial clustering among bank branches in a given postal area. By controlling for both industrial and geographic concentrations the authors can capture not only the degree of competitiveness in a given area, but also how well the area is serviced in terms of travel distance to the nearest branch. The chapter finds that there are no effects associated with market structure but that there are strong spatial within and nearby effects associated with the socioeconomic variables. In addition, the chapter studies the effect of spatial competition from rival banks and finds that large and small banks tend to avoid markets dominated by their competitors. The chapter by Sophia Ding and Peter H. Egger, “Full-information Bayesian Estimation of Cross-sectional Sample Selection Models,” proposes an approach to estimate cross-sectional sample selection models, where the shocks on the units of observation feature some interdependence through spatial or network autocorrelation. There is research that aims at addressing these two issues in conjunction. The authors are showing that previous Bayesian algorithms such as the ones developed by Dogan and Taspinar
- 23. (2018) do not allow for the latent variables (and the associated random shocks) to affect the latent outcome of the units whose outcome is observed. This may lead to biased parameters, in particular, of the covariances of the disturbances between the equations. This chapter improves on the prior Bayesian work on this subject by proposing a modified approach toward sampling using the multivariate-truncated, cross-sectionally dependent latent variable of the selection equation. The chapter outlines the model and implementation approach and provides simulation results documenting improved performance. The chapter by Diego Rojas, Juan Estrada, Kim P. Huynh and David T. Jacho-Chavez, “Survival Analysis of Banknote Circulation: Fitness, Network Structure, and Machine Learning,” utilizes machine learning techniques to study the distribution network patterns of over 900 million banknotes using an administrative data set from the Bank of Canada’s Currency Information Management System. The data contain information regarding the printing date, physical fitness and where and when these banknotes return to the Bank of Canada’s distribution centers. Having constructed networks at the region and at the financial institution (those requesting as well as depositing banknotes) level, the authors use a K-prototypes clustering unsupervised machine learning algorithm to classify notes into different types. This information is then used when fitting a hazard model to explain how long a banknote stays in circulation. The results show that their denominations, and not fitness measures, are the main determinants of a banknote duration in circulation after controlling for the network structure. SECTION 4: APPLICATIONS OF FINANCIAL NETWORKS The last section comprises of four chapters and provides applications to financial networks. The chapter by Pablo Estrada and Leonardo Sánchez-Aragón, “Financial Contagion in Cross-holdings Networks: the case of
- 24. Ecuador,” applies a financial contagion model proposed by Elliott, Golub, and Jackson (2014) to a cross-shareholding network of firms in Ecuador where the nodes are the firms and the links are the cross-shareholdings among firms. A novel data set provided by SUPERCIAS is used in the analysis. The financial contagion model uses a network of financial interdependencies among firms in a dependency matrix where each element represents the cross-shareholding. The authors study how a negative shock that affects one firm propagates through the network and generates a cascade of failures. The results show that the Ecuadorian market exhibits low levels of diversification and integration, which means that the effects of cascades cannot be amplified throughout the network. Low integration implies the presence of weak links in the network. Results also show the presence of a giant weakly connected component (40% of the total firms) because diversification is moderate suggesting that cascade effects are still weak. Furthermore, a sensitivity analysis is conducted to determine which parameters contribute to firm’s failure. When allowed the threshold, the failure cost, and the drop market value to vary, only two waves of contagion are noticeable. It was also found that two firms coming from the finance and trade industry cause the highest contagion and when a shock affects an entire industry there are more firm failures from trade and manufacturing industries than other industries. The results can be relevant for policymakers as they are better able to monitor the market and anticipate future losses. The chapter by Edoardo Rainone, “Estimating Spillover Effects with Bilateral Outcomes,” is concerned with the estimation of spillover effects when outcomes arise as a consequence of bilateral interactions instead from individual actions, in other words the analysis refers to network effects when outcomes are generated on links and not on nodes. With the diffusion of over-the-counter (OTC) platforms and the advances in the economic theory related to networks, the chapter emphasizes the importance of assessing network effects with link- based outcomes. A link-based spatial autoregressive (SAR) model is
- 25. proposed together with identification conditions and a two step least square (2SLS) estimation procedure. The author shows analytically and with Monte Carlo simulations that using a standard node-based SAR, which models nodes’ instead of links’ outcomes, produces misleading results when the data generating process (DGP) is link- based. The methodology is illustrated using real data from an interbank network. The results highlight that under conditions that are often met in OTC markets, modeling nodes’ outcomes can lead to biased results and misleading policy implications. The chapter by Anson T. Y. Ho, “Interconnectedness through the Lens of Consumer Credit Markets,” looks at the interconnectedness between financial institutions (FIs) through the lens of consumer credits. Financial systemic risk is often assessed by the interconnectedness of FIs in terms of cross ownership, overlapping investment portfolios, interbank credit exposures and other factors. Using detailed consumer credit data in Canada, this chapter constructs a novel banking network to measure FIs’ interconnectedness in consumer credit markets. Results show that FIs on average are more connected to each other over the sample period, when the interconnectedness measure increases by 21% from 2014 to 2019. The FIs with more diversified portfolios are also more connected in the network. Participation in mortgage markets has strong positive influence on FIs’ connectedness, because FIs with mortgage operations have more similar portfolios to the large FIs. Findings in this chapter highlight the importance of FIs exposure to the household sector, which may have important implications on systemic risk and the risk of multiple stress incidences across FIs. Measuring the connectedness in consumer lending networks is the first step in quantifying the potential systemic risk generated by FIs’ consumer lending operations. Deeper understanding on how FIs finance their consumer lending is required to further translate the connectedness in consumer lending network into systemic risk measures. Finally, the chapter by Andrija Mihoci, Michael Althof, Cathy Yi- Hsuan Chen and Wolfgang Karl Härdle, “FRM Financial Risk Meter,”
- 26. proposes a systemic risk measure that accounts for links and mutual dependencies between financial institutions utilizing tail event information. The proposed Financial Risk Meter (FRM) is based on a Lasso quantile regression and it is designed to capture tail event co- movements. The FRM focus lies on understanding active data sets characteristics and the interdependencies in a network topology. The focus of the chapter is on two selected FRM indices, namely FRM@Americas and FRM@Europe for the equity markets, and SRM@EuroArea as an application to the asset class of government bonds. Augmenting them, for example, by simultaneously checking varieties of quantiles of FRM components, one can monitor economic activity and network dynamics, and suggest further improvements in portfolio risk management. The chapter’s findings are: first, FRM correlates positively with other measures of systemic risk and peaks around crises; second, a detailed inspection of the active set across time allows to detect the network’s nodes presenting the highest risk of spillover and third, FRM is shown to predict upcoming recession periods and serves as a leading indicator for systemic risk in a variety of world regions, the US and the EU market. Therefore, the FRM can be viewed as an early recession indicator that can help to detect distressed areas in the financial system network consisting of banks and non-banks, and thereby can help prevent spillovers into the wider financial industry. Finally, FRM can measure tail event risk, accounts for network dynamics characteristics and offers a flexible risk measuring platform. In practice, FRM can be applied to the return time series of selected financial institutions and macroeconomic risk factors. REFERENCES Bramoulle, Y., Djebbari, H., & Fortin, B. (2009). Identification of peer effects through social networks. Journal of Econometrics, 150, 41–55. Calvo-Armengol, A., Patacchini, E., & Zenou, Y. (2009). Peer effects and social networks in education. The Review of Economic Studies, 76(4), 1239–1267.
- 27. Chan, T. J. (2020). Snowball sampling and sample selection in a social network. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Chen, H., & Strathearn, M. (2020). A spatial panel model of bank branches in Canada. In Advances in Econometrics (Vol. 42). de Paula, A. (2020). Trade networks and the strength of strong ties. In Advances in Econometrics (Vol. 42). de Paula, A., Richards-Shubik, S., & Tamer. E. (2018). Identifying preferences in networks with bounded degree. Econometrica, 86(1), 263–288. Ding, S., & Egger, P. (2020). Full-information Bayesian estimation of cross-sectional sample selection models. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Dogan, O., & Taspinar, S. (2018). Bayesian inference in spatial sample selection models. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 80(1), 90–121. Elliott, M., Golub, B., & Jackson, M. O. (2014). Financial networks and contagion. American Economic Review, 104(10), 3115–3153. Estrada, P., & Sanchez-Aragon, L. P. (2020). Financial contagion in cross-holdings networks: The case of Ecuador. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Ho, A. T. Y. (2020). Interconnectedness through the lens of consumer credit markets. Advances in Econometrics (Vol. 42). Jackson, M., & Watts, A. (2002). The evolution of social and economic networks. Journal of Economic Theory, 106(2), 265–295. Kwok, H. H. (2020). Identification methods for social interactions models with unknown networks. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Liu, X., & Lee, L. F. (2010). GMM estimation of social interaction models with centrality. Journal of Econometrics, 159, 99–115. Liu, X. (2014). Identification and efficient estimation of simultaneous equations network models. Journal of Business & Economic Statistics, 32(4), 516–536. Mihoci, A., Althof, M., Chen, C. Y.-H., & Hardle, W. K. (2020). FRM financial risk meter. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Paarsch, H. J., & Rust, J. (2020). Implementing Faustmann–Marshall–Pressler at scale: Stochastic dynamic programming in space. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Rainone, E. (2020). Estimating spillover effects in OTC networks. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Richards-Shubik, S. (2020). Application and computation of a flexible class of network formation models. In Advances in Econometrics (Vol. 42). Rojas, D., Estrada, J., Huynh, K. P., & Jacho-Chavez, D. T. P. (2020). Survival analysis of banknote circulation: Fitness, network structure, and machine learning. In Advances in Econometrics (Vol. 42).
- 28. SECTION 1 IDENTIFICATION OF NETWORK MODELS
- 29. CHAPTER 1 IDENTIFICATION AND ESTIMATION OF NETWORK MODELS WITH HETEROGENEOUS INTERACTIONS Tiziano Arduini, Eleonora Patacchini and Edoardo Rainone ABSTRACT The authors generalize the standard linear-in-means model to allow for multiple types with between and within-type interactions. The authors provide a set of identification conditions of peer effects and consider a two-stage least squares estimation approach. Large sample properties of the proposed estimators are derived. Their performance in finite samples is investigated using Monte Carlo simulations. Keywords: Networks; heterogeneous peer effects; spatial autoregressive model; two-stage least squares; efficiency JEL classifications: C13; C21; D62 1. INTRODUCTION
- 30. Interaction among agents can be modeled in several ways. When the exact topology of connections is known, one possibility is to consider the peer effects that stem from the given network structure. There is a large and growing literature on peer effects in economics using network data.1 A popular model employed in empirical work is the linear-in-means model (Manski, 1993). Three assumptions underlie this statistical model: (i) the network is exogenous; (ii) the effects of all peers are equal; and (iii) peer status is measured without error. This chapter is concerned with the specification and estimation of a peer effects model when Assumption (ii) is removed. Assumptions (i) and (iii) are maintained.2 Specifically, we consider a model of peer effects where different types of peers are allowed to exert a different influence and where social interactions are different between and within types. We extend the conventional identification conditions of network models (Bramoullé, Djebbari, & Fortin, 2009; Calvó-Armengol, Patacchini, & Zenou, 2009) to multiple endogenous variables and multiple adjacency matrices. We propose efficient two-stage least squares (2SLS) estimators using instruments based on the multiple reduced form approximations. We show that the standard IV approximation (Kelejian & Prucha, 1998, 1999; Liu & Lee, 2010) involves a very large number of IVs, even if we use a low degree approximation of the optimal instruments.3 For this reason, we consider many-instrument asymptotics (Bekker, 1994) allowing the number of IVs to increase with the sample size. We also propose a many-instrument bias-correction procedure. Simulation experiments show that the bias-corrected estimator performs well in finite samples. Finally, we investigate the bias occurring when the interaction structure is misspecified. We derive analytically the bias that occurs when only within-type peer effects are considered, that is, when interactions between types are at work but ignored by the econometrician. We then use a simulation experiment to evaluate this bias in finite samples.
- 31. Our framework is a generalization of the model proposed by Arduini, Patacchini, and Rainone (2019) to study treatment effects with heterogeneous externalities. In their model connections are defined by membership in a given group and all agents within the group are connected. The availability of information on the precise structure of interactions between agents of different types offers alternative identification conditions based on the sparsity of interactions within or between agent-types.4 There is a long tradition in spatial econometrics looking at spatial autoregressive models with multiple endogenous variables (see Kelejian & Prucha, 2004). In the spatial econometrics context, however, the adjacency matrix is the same for all endogenous variables. The presence of different adjacency matrices provides alternative possibilities to identify the model that have not been explored so far. Our methodology is inspired by Liu and Lee (2010) and Liu (2014). Differently from their approach where the many instruments derive from the many networks (groups) observed in the sample, in our model the many instruments derive from the multiple subnetwork framework. A multiple subnetwork framework does not only result in an increasing number of instruments but also yields multiple approximations of the optimal instruments. We show that the form of the many-instrument bias differs, though the leading order remains unchanged.5 This chapter is organized as follows. The next section introduces the econometric model. Identification conditions are given in Section 3, and in Section 4 we consider 2SLS estimation for the model. Section 5 investigates the bias occurring when the interaction structure is misspecified. Section 6 concludes. 2. THE NETWORK MODEL WITH HETEROGENEOUS PEER EFFECTS
- 32. Suppose the n observations in the data are partitioned into networks, with nr agents in the rth network. For the rth network, let where Yr = (y1r, …, ynr)′ is an nr-dimensional vector of outcomes, Gr = [gij,r] is an nr × nr adjacency matrix, gij,r is equal to 1 if i and j are connected, 0 otherwise. Xr is a nr × p matrix of exogenous variables capturing individual characteristics. For ease of presentation, we assume Gr and Xr are non-stochastic. εr = (ε1r, …, εnr)′ is a vector of errors whose elements are i.i.d. with 0 mean and variance for all i.6 For model (1), ϕ represents the endogenous effect, where an agent’s choice/outcome may depend on those of his/her peers on the same activity, and γ represents the contextual effect, where an agent’s choice/outcome may depend on the exogenous characteristics of his/her peers. Let us suppose there is a finite number of types of agents in the population. For simplicity, let us consider two types a and b. A and B are thus sets that partition {1,…, n}. The na and nb denote the cardinalities of A and B. Let and β = (β ′, γ ′)′. Let us now define where Ga,r is formed only among nodes of type A and Gab,r keeps trace of links from b to a.7 Regularity conditions are listed in Appendix 1. Model (1) can be generalized in the following way:
- 33. where and εa,r and εb,r are i.i.d. errors with variance and respectively. Let us suppose for simplicity that If we stack up equations (2) to (3) and restrict the endogenous effect parameters of the two equations to be the same (i.e., ϕa = ϕb = ϕab = ϕba), then we obtain model (1). Let us define the following matrices where Am = (Xa,r, Gab,rXb,r, εa,r), Bm = (Xb,r, Gba,r Xa,r, εb,r) and By plugging Yb,r in equation (2) we have where provided that || ϕbGb,r ||∞ < 1, where || ⋅ ||∞ is the row-sum matrix norm. The ijth element of Jb,r sums all k-distance paths from j to i when i, j ∈ B scaling them by 8 Therefore the reduced form of model (2) is where Ma,r = (I − ϕaGa,r − ϕabϕbaCa,r)−1.9 A sufficient condition for the non-singularity of (I − ϕaGa,r − ϕabϕbaCa,r) is || ϕaGa,r ||∞
- 34. 1. (a) + || ϕabϕbaCa,r ||∞ ≤ 1. This condition also implies that Ma,r is uniformly bounded in absolute value.10 We note that: (i) we present an aggregate model specification (i.e., G which multiplies y in model (1) is not row-normalized), but the approach also applies to an average model (i.e., when G which multiplies y in model (1) is row-normalized)11; (ii) our model specification has two types, but all the assumptions, propositions and proofs can be naturally extended to a finite number of types; (iii) we consider a single network, but the approach can be easily extended to the case of multiple networks (i.e., a network with several components) with the addition of network fixed effects in the model specification12; and (iv) we can also add a heterogeneous spatial lag in the error term εa = ρaWaεa + ρabWabεb.13 3. IDENTIFICATION For notational convenience, from now on we omit the network observation index. Let us define Endogenous effects in equation (2) are identified if E(Za) has full column rank for large n.14 In this section, we find sufficient conditions for E(Za) to have full column rank.15 The detailed proof is given in Appendix 3. Here, identification means that a consistent estimator of the parameters of model (2) exists. Proposition 1. Let Xa and Xb have full column rank. If Ma, Mb, Ja and Jb are invertible,16 then E(Za) has full column rank in the following cases i. βaϕa + γa ≠ 0, ii. Ia, Ga and are linearly independent. [and] (b) i. βbϕb + γb ≠ 0,
- 35. 2. (a) ii. Gab and GabGb are linearly independent. [or] i. γab ≠ 0, ii. Gab and GaGab are linearly independent. [and] (b) i. γba ≠ 0, ii. Ia, Ga and GabGba are linearly independent. Fig. 1. Identification with Heterogeneous Nodes. Proposition 1 generalizes the identification conditions in Bramoullé et al. (2009). Note that conditions (1a) are exactly the same identification conditions found by Bramoullé et al. (2009) in the case of homogeneous effects (i.e., only one type). Proposition 1 here is more general as it provides alternative possibilities. When more than one type is considered we do not need linear independence of a particular set of matrices – we have multiple sufficient conditions. Even if Ia, Ga and are linearly dependent we can still identify ϕa,
- 36. and the other parameters, relying on linear independence of network paths passing through type B nodes.17 The set of adjacency matrices’ combinations can be represented as a Tree-indexed Markov chain – the parameters can be identified because of the multiple branches of the tree (see Appendix 3). Obviously, if Ga, Gba, Gab and Gb are complete and consequently all products among them are linearly dependent, then the parameters of the model remain not identified. However, if type A nodes are in a complete network, but the matrices representing between-type interactions are sparse (i.e., Gab and Gba are not complete), then identification can be achieved and ϕa can be estimated even if Ga is complete. Systems in panels (b) and (c) in Fig. 1 can be identified because the adjacency matrix of type B nodes (blue nodes in Fig. 1) is sparse, whereas systems in panels (a) and (d) cannot. The additional parameters’ restrictions (condition (1b, 2a or 2b)) are due to an additional vector in the full rank condition (i.e., E(Gabyb)). Proposition 1 has a natural interpretation in terms of instrumental variables. A multiple type framework adds an extra layer of exclusion restrictions. In fact, multiple sets of matrices provide additional instruments. The intuition is that when we distinguish nodes in different types, a higher number of possible network intransitivities are formed. Appendix 2 provides technical details on the connection between identification in a single type model and a multiple type one. 4. THE 2SLS ESTIMATOR We consider 2SLS estimation for the model in the spirit of Liu and Lee (2010). Following the standard technique used in spatial econometrics literature, we have the following optimal instruments from the two (symmetric) reduced forms
- 37. Recalling that Za = [Gaya, Gabyb, E(Am)] is a n × (k + 2) matrix, we have fa = E(Za) = [E(Gaya), E(Gabyb), E(Am)]. Therefore, from equations (6) and (7) we have where e1 is a first unit vector of dimension (k + 2), Sa = GaMa and Sab = GabMb. These instruments are infeasible given the embedded unknown parameters. fa can be considered a linear combination of IVs in E(Am)), Sab (GbaJaE(Am), E(Bm)), E(Am)). Furthermore, since Sa = GaMa and Sab = GabMb provided that || ϕaGa ||∞ + || ϕabϕbaCa ||∞ ≤ 1 and || ϕbGb ||∞ < 1, we have The same approximation holds for Sab. It follows that This implies
- 38. Hence, the approximation error by series expansion diminishes very quickly in a geometric rate, as long as the degree of approximation (p) increases as n increases. We can also replace Sa and Sab by a linear combination. The instruments become with an approximation error diminishing very quickly when K (or p) goes to infinity, where K denotes the number of instruments. Let us define as the matrix of instruments and select a na × K submatrix HK based on a p-order approximation of H∞.18 For instance, if we use the second-order approximation of the infinite sums, will be the first step best projector. The feasible 2SLS estimator for model (2) is where 4.1. Asymptotic Properties This section derives the asymptotic properties of the many instrument 2SLS estimator for heterogeneous network models. The following propositions establish the consistency and asymptotic normality of the many-instrument 2SLS estimator in equation (8). We assume an i.i.d. sample of size from a population of networks with a fixed and known structure.19 Regularity conditions together with some discussion can be found in Appendix 1. Some useful Lemmas are provided in Appendix 2. All the proofs are listed in Appendix 3.
- 39. Let 20 PKSa = ψa and PKTba = Ξba, where Tab = SabGbaJb.21 Proposition 2. Under Assumptions 1–5, if where From Proposition 2, when the number of instruments K grows at a slower rate than the sample size n, the 2SLS estimator is consistent and asymptotically normal. However, the asymptotic distribution of the 2SLS estimator may not be centered around the true parameter value due to the presence of many-instrument bias of order Op(K/n) (see e.g., Liu & Lee, 2010). We note that the leading order of the bias is the same as in Liu and Lee (2010) and Liu (2014). However, the structure of the bias differs. Here, it depends on multiple approximations of the optimal instruments (see the beginning of Section 4). The condition that K/n → 0 is crucial for the 2SLS estimator to be consistent. This is evident if we look at the normal equation of our estimator: When we have that by Lemma B.2 in the Appendix. This converges to 0 only if the number of instruments grows more slowly than the sample size.22 Similarly to Liu and Lee (2010), the following corollary characterizes different scenarios for different rates in which K diverges from n. Corollary 1. Under Assumptions 1–5, (i) if (ii) if
- 40. where The many-instrument bias of the 2SLS estimator can be corrected by the estimated leading-order bias (b) given in Proposition 2. Given consistent estimates of the bias-corrected 2SLS estimator is The following proposition shows that the bias-corrected estimator is properly centered around the normal distribution. Proposition 3. Under i, if −consistent initial estimators, then 4.2. Finite Sample Performance In this section, we use simulation experiments to investigate the performance of the proposed estimator in small samples. We conduct a Monte Carlo simulation study based on the following model where Xa, Xb and ε ∼ N(0, 1). Borrowing from Liu and Lee (2010), we generate the G matrix as follows. First, for the ith row of G, we generate an integer di ε [0, 1, …, m] with a uniform probability function, where m = 10, 20, 30. Then we set the (i + 1)th, ···, (i + di)th elements of the ith row of G to be ones. If (i + di)th < na, the other elements in that row are zeros; otherwise, the entries of ones
- 41. will be wrapped around such that the number of (di − na) entries of the ith row will be ones. We partition the matrix into four submatrices Ga, Gb, Gab and Gba with a random selection of rows and correspondent columns. The identifier variable used to select the two types is generated by a Bernoulli distribution with p = 0.5. The number of replications is 1,000 and na = nb = 500. We perform two experiments that are summarized in Tables 1 and 2. Each column reports mean and standard error (in parenthesis) of the empirical distributions of different estimators. The first column shows 2SLS few IVs. It is based on equation (8) with the IV matrix HK derived by the first-order approximation of the best instruments (K = 24). The second column reports the 2SLS many IVs, it is derived by the second-order approximation of the best instruments (K = 84). Finally, the third column shows the 2SLS bias-corrected. It is based on equation (9) with consistent estimates derived from the 2SLS few IVs. Table 1 reports the performance of the estimators when changing the density of the network, that is, the number of connections. Each panel represents a different value of m, which indicates the maximum number of connections. The data are generated with βa = βb = γa = γb = γab = γba = 0.5. The peer effects parameters are set to: ϕa = ϕb = 0.1 and ϕab = ϕba = 0.2. The results show that all estimators perform well, with different nuances. In particular, one can observe the trade-off between bias and efficiency for the 2SLS many IVs when network density increases the higher the density, the higher the gain in terms of efficiency with respect to the 2SLS few IVs. However, the bias (due to the many instruments) increases as well. The bias correction that we propose is thus particularly beneficial when the network is dense. Table 2 reports the performance of the estimators when changing the heterogeneity of within and between-type parameters. The simulation setup remains unchanged, but we now set the maximum number of connections to 20 and let the ϕ parameters vary. In the first panel, we consider ϕa = ϕab = ϕb = ϕba = 0.1. This is the benchmark framework in which
- 42. peer effects are homogeneous. In the second panel, we introduce some heterogeneity in the within-type interaction effects. We set ϕa = ϕb = 0.1 and ϕab = ϕba = 0.3. In the third panel, peer effects are different both within and between types. We set ϕa = 0.1, ϕb = 0.2 ϕab = 0.4 and ϕba = 0.05. Table 2 shows that the performance of the estimators does not depend on the values of the parameters – the ranking of the estimators in terms of efficiency and bias remains unchanged. 5. MODEL MISSPECIFICATION BIAS In this section, we investigate the bias occurring when the interaction structure is misspecified. First, we analytically derive the bias that occurs when only within- type peer effects are considered, that is, when interactions between types are at work but ignored by the econometrician. We then use a simulation experiment to evaluate this bias in finite samples.23 Let us suppose the econometrician estimates the following model whereas the real DGP is This model misspecification results in an estimator of the endogenous effect ϕa that is inconsistent. First, we are omitting the influence of the outcome of type B agents. Second, we do not consider the indirect connections among type A nodes passing through type B nodes. As a result, with κ ≥ 2, is misspecified.
- 43. Therefore, the commonly used instrument might not be valid as the exclusion restrictions might be violated. Third, we misspecify the contextual effects (GaXa) by ignoring the characteristics of other- type peers. Analytically, the bias is where Za = [Gaya, Xa, GaXa] and The bias is positively correlated with the direct influence of type B on type A, as captured by the peer effects from B to A and the influence of the characteristics of type B on type A. Table 3 shows the extent of this bias in finite samples through a Monte Carlo simulation and represents the performance of the 2SLS few IVs following the same experiment design as in the previous section.24 We report on the case in which the maximum number of connections is 10 for each node (as in panel 2 of Table 1).25 The first column reports the real value of the parameters. The second column shows the performance of the 2SLS estimator in the misspecified model. When interactions between types are at work but ignored by the econometrician it results in the size of the bias derived above. The third column shows the results of the estimator when the econometrician considers the correct DGP (equations 11 and 12), but does not use the approximation of optimal instruments (equation 8). In other words, we consider the case where the traditional network IV approach is applied mechanically, thus and GabGbXb are used as instruments, respectively, for GaYa and GabYb. In short, only within-type instruments are considered. The resulting 2SLS estimator is consistent but not efficient. The fourth column reports the performance of our 2SLS few IVs (equation 8), which considers the Hk matrix derived in Section 4 (i.e., which also includes between type instruments).26 Mean values for each
- 44. coefficient’s empirical distribution and standard errors (in parenthesis) are reported. Table 3 shows that the bias is large in the second column, especially for the β coefficients. In the second column the bias is not large, but the problem is efficiency. Our approach (third column) reveals no bias and improved efficiency. 6. CONCLUSION This chapter extends the linear-in-means model with endogenous and contextual peer effects by allowing them to differ within and between types. We extend the Bramoullé et al. (2009) and Calvó- Armengol et al. (2009) identification conditions and Liu and Lee (2010) estimation approach when network data are available and peer effects are heterogeneous by peer type. The bias arising when interactions are ignored is analytically derived and evaluated in finite samples using simulation experiments. Table 1. Monte Carlo Simulations – Changing Density.
- 45. Note: 1,000 observations, 1,000 replications. yb is generated with ϕb = 0.1, ϕba = 0.2, βb = 0.5, γb = 0.5, γba = 0.5. Table 2. Monte Carlo Simulations – Changing Parameters.
- 46. Note: 1,000 observations, 1,000 replications. Table 3. Monte Carlo Simulations – Misspecification Bias. Note: 1,000 observations, 1,000 replications, 10 max connections, ϕb = ϕab = ϕba = 0.3, βb = 0.5, γb = γab = γba = 0.5. NOTES 1. See Jackson and Zenou (2014) and Jackson, Rogers, and Zenou (2017) for a collection of recent studies. 2. For recent reviews of models and methods aiming at removing (i) and (iii) see Hsieh, Lin, and Patacchini (2019) and Advani and Malde (2018), respectively. The approach proposed here can also be used in conjunction with methods dealing with both (iii) and (i).
- 47. 3. See Prucha (2012) for a review of Generalized Method of Moments estimators in a spatial framework. 4. We also show that identification in this model is related to the concepts of chains and Tree-indexed Markov chains (see Benjamini & Peres, 1994). 5. Linear-in-means models with heterogeneous peer effects may also be estimated using Bayesian methods (see e.g., Goldsmith-Pinkham & Imbens, 2013; Hsieh & Lin, 2017). While Bayesian methods are computationally challenging, our IV approach is of immediate applicability for the practitioner. 6. Observe that εr generally depends upon n. Thus, the vector is a triangular array. We suppress the subscript n for notational convenience. See Kelejian and Prucha (1998) for details. 7. More formally, where Ra = (Ina,r,, Ona,r,nb,r) and Rb = (Onb,r,na,r, Inb,r) are matrices that select the nodes in types a and b, respectively. Ok,l is a k × l matrix of 0’s. 8. Ca,r is a matrix which captures all the indirect connections among nodes of type A passing through one or more nodes of type B. Note that the ijth generic element of Gab,rGba,r is equal to the number of length-2 paths directed from j ∈ A to i ∈ A passing through a node l ∈ B. This matrix accounts only for distance-2 indirect connections while Ca,r = Gab,rJb,rGba,r captures all the paths starting from j ∈ A and ending to a generic node in B, eventually passing through other nodes of type B and finally arriving in i ∈ A scaling them by ϕb. 9. This matrix captures all direct and indirect paths among type A nodes passing through others type A nodes and type B nodes. 10. The assumption is crucial for identification of the model and asymptotic normality of the estimator (see Appendix 1 for a detailed definition of a matrix uniformly bounded in absolute value). 11. Aggregate and average models are different in terms of behavioral foundations, contextual effects are supposed to be averages over peers in both cases w.l.o.g. see (Liu, Patacchini, & Zenou, 2014). 12. In this case, we only have to transform equations (2)–(3), using a deviation from group mean projector (see Liu, 2014). All the statistical results of the proposed estimator still hold. 13. The resulting model is a SARARMAG(p; q; g) with p = 1, q = 1 and g = 2, where p and q are the number of spatial lags for outcome and error, respectively, and g is the number of types (see Kelejian & Prucha, 2007). 14. This implies that Assumption 4 in Appendix 1 holds. 15. Symmetric conditions and results hold for equation (3). 16. In practice we need a series expansion to approximate the inversion of the matrices. 17. For example, we can take advantage of linear independence of Ia, Ga and (instead of Ia, Ga and ); and Gab and GaGba. 18. Note that K is a function of the degree of approximations p. 19. Our results also hold true if we observe an i.i.d. sample from a population of networks with a stochastic but strictly exogenous structure. 20. This is a crucial assumption. See the discussion in Appendix 1 after Assumption 4. 21. To simplify the notation, we assume that n → ∞ implies na → ∞ and nb → ∞.
- 48. 22. Indeed, if we use a fixed number of instruments given by the asymptotic distribution will be Note that which is positive semi-definite in general. The 2SLS estimator with fixed number of instrument is generally not efficient. In order to have efficiency, we need to index our matrix of instruments with K and let K grow more slowly than the sample size. 23. Observe that the literature looking at spillovers on networks with missing data (point (iii)) aims at obtaining a consistent estimator for the spillover parameter once missing data are taken into account. Our context is different, since it allows to estimate multiple different values for the spillover effects. 24. We use the 2SLS few IVs to ease the comparison of 2SLS estimators with the misspecified set of instruments. Observe that the bias considered here is due to the misspecification of the model rather than the many instrument issue. 25. The simulation results for the other cases, that is, when the maximum number of simulations is 20 or 30, are very similar. 26. First-order approximation of optimal instruments is considered. 27. See Staiger and Stock (1997) or Baltagi, Kao, and Liu (2012) for a panel data version of weak instrument asymptotics. Another interesting extension could be to derive the estimator’s asymptotic properties under many weak instruments. In doing so, we are allowing the rate of concentration parameter to be different than the rate of the sample size. Consequently, we can compare it with the rate in which K increases. See for example, Chao and Swanson (2005). 28. The matrices sequence is multiplied by Xa or Xb depending on the last interaction matrix. For instance is multiplied by Xb while GbGba is multiplied by Xa. 29. In this notation a chain includes all possible paths that have common features. For instance, all of paths are starting from A and arriving to B in the same chain. 30. Note that H1 is the IV matrix considered in Section 4, which is approximated by HK in the feasible 2SLS estimation. 31. Note that here we need at least three chains from Ca and two from Cab because we are considering the outcome equation for type A nodes, that is, the starting point of chains is always type A node. 32. Given that here we are not interested in determining the transition probability law of a chain, even if it is simple to estimate and is basically the link formation probability considered for all of the possible combinations of nodes’ type. Benjamini and Peres (1994) give a detailed discussion on Tree-indexed Markov chain. 33. It is equivalent to say that the probability 0 < P (gij = 1) < 1, i ∈ A, B and j ∈ A, B. Note that transition probability can be derived from Ga, Gb, Gab and Gba. Here we are simply excluding the classical linear in mean framework (when the matrices are complete) and the case in which there are no connections (when the matrices are empty). 34. From a Markov Chain perspective again, a more restrictive condition consists in assuming that the underlying Markov Chain is irreducible and aperiodic. This means that type A is connected with type B or type A with the same probability (and the same holds for
- 49. type B). Thus, in this case tree branches with the same length have the same probability of being observed. The aperiodicity and irreducibility are not necessary for the identification condition to hold, but of course are sufficient. 35. Holding condition (2) instead of (1). We basically take advantage of linear independence of Ia, Ga and GabGba instead of 36. The additional parameter restrictions (conditions (1b, 2a, or 2b) in Proposition 1) are basically due to an additional vector in the full rank condition (i.e., E(Gabyb)). 37. Borrowing from Markov chains vocabulary again, this is because the state that characterizes the chain is only one (A). REFERENCES Advani, A., & Malde, B. (2018). Credibly identifying social effects: Accounting for network formation and measurement error. Journal of Economic Surveys, 32(4), 1016–1044. Arduini, T., Patacchini, E., & Rainone, E. (2019). Treatment effects with heterogeneous externalities, Journal of Business & Economic Statistics, 1–13. https://doi.org/10.1080/07350015.019.159755 Baltagi, B. H., Kao, C., & Liu, L. (2012). On the estimation and testing of fixed effects panel data models with weak instruments. Advances in Econometrics, 30, 199–235. Bekker, P. A. (1994). Alternative approximations to the distributions of instrumental variable estimators. Econometrica, 657–681. Benjamini, I., & Peres, Y. (1994). Markov chains indexed by trees. The Annals of Probability, 22, 219–243. Bramoullé, Y., Djebbari, H., & Fortin, B. (2009). Identification of peer effects through social networks. Journal of Econometrics, 150, 41–55. Calvó-Armengol, A., Patacchini, E., & Zenou, Y. (2009). Peer effects and social networks in education. The Review of Economic Studies, 76(4), 1239–1267. Donald, S., & Newey, W. (2001). Choosing the number of instruments. Econometrica, 69(5), 1161–1191. Goldsmith-Pinkham, P., & Imbens, G. (2013). Social networks and the identification of peer effects. Journal of Business and Economic Statistics, 31, 253–264. Hsieh, C.-S., & Lin, X. (2017). Gender and racial peer effects with endogenous network formation. Regional Science and Urban Economics, 67, 135–147. Hsieh, C.-S., Lin, X., & Patacchini, E. (2019). Social interaction methods. In Handbook of labor, human resources and population economics. Jackson, M. O., Rogers, B. W., & Zenou, Y. (2017). The economic consequences of social- network structure. Journal of Economic Literature, 55(1), 49–95. Jackson, M. O., & Zenou, Y. (2014). Games on networks. In Handbook of game theory (Vol. 4). Kelejian, H., & Prucha, I. R. (1998). A generalized spatial two-stage least squares procedure for estimating a spatial autoregressive model with autoregressive disturbances. The Journal of Real Estate Finance and Economics, 17(1), 99–121. Kelejian, H., & Prucha, I. R. (1999). A generalized moments estimator for the autoregressive parameter in a spatial model. International Economic Review, 40(2), 509–533.
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- 51. es nicht, aber gerade deswegen drückt es mich. Gewiß sind unsere Fabrikate nicht schlechter als die anderer Firmen. Das ganze Niveau ist zu niedrig. Es müßte gehoben werden, aber in einer Fabrik wie unserer, mit unseren Mitteln muß ich daran verzweifeln, es heben zu können.“ So sprach Rathenau, zuerst aus vorübergehenden Stimmungen heraus, die Valentin zurückzudrängen versuchte. „Ich will Ihre Stimmungen und Verstimmungen nicht benutzen, um mich zu bereichern. Wenn Sie aus der Firma herausgehen, bleibe auch ich nicht. Dann liquidieren wir eben oder verkaufen die Fabrik gemeinsam.“ Der Gedanke, den Sozius und Freund der ihm lieb gewordenen Unternehmung zu entziehen, hielt Rathenau dann wieder eine Zeitlang von seinem Vorhaben zurück. Aber die Stimmungen wurden immer düsterer, die Klagen immer dringlicher. „Es ist die typische Veränderungssucht der Rathenaus, ihr Mangel an Sitzfleisch,“ so urteilte vielleicht die Familie über die Nöte des schwer ringenden Mannes. Wer mochte ihn damals verstanden haben? — Nach dem Kriege von 1870/71 schien ein Ausweg zu winken. Ein großer Auftrag der Militärverwaltung auf Umarbeitung von 800000 Gewehren sollte vergeben werden. Rathenau gibt von dem Vorgang folgende Schilderung: „Während der Torpedoauftrag zu Ende ging, erfuhr ich, daß man in den Spandauer Gewehrfabriken sich mit Umänderung der Visiere auf den eroberten Chassepotgewehren herumquälte und gern Offerten der Privatindustrie entgegennehmen würde. Ich begab mich unverweilt in das Bureau des Dezernenten und führte aus, daß die Umänderungen mit den hier üblichen Mitteln kostspielig und zeitraubend seien, daß ich mit modernen amerikanischen Millingmaschinen die Arbeit, deren Selbstkosten in Spandau ich auf fünf Taler schätzte, für ebensoviel Mark liefern würde. Der alte General hielt mich zuerst für einen Hochstapler oder Wahnsinnigen, wie ich aus seinen Fragen und Mienen sah, im weiteren Verlauf der Unterhaltung gewann er indessen die Überzeugung, daß meine Offerte Ernst sei, als ich als Garantie für die Erfüllung meiner Verpflichtungen eine imposante Summe (300000 Taler) bei einer ersten hiesigen Bank zu hinterlegen mich erbot. Obwohl ich keine
- 52. Zusage erhielt, daß der Auftrag an uns zur Vergebung gelangen würde, veranlaßte ich einen Freund, der die Fabrikation der oben bezeichneten Maschinen durch seine Tätigkeit in Amerika genau kennen gelernt hatte, schleunigst nach den Vereinigten Staaten abzureisen und sich zu vergewissern, in welcher kürzesten Zeit der ausgedehnte Maschinenpark zu beschaffen sei. Ein Probevisier hatte er mitgenommen, und bald erhielt ich ein Kabeltelegramm, daß ein großer Teil der Werkzeuge und Maschinen in vier Monaten, der Rest in gewissen, näher bezeichneten Perioden zur Verladung gelangen würde. Mit diesem Telegramm begab ich mich nach der Zimmerstraße in das Bureau des Dezernenten, der fast sprachlos war, als ich auf seine Fragen die Absendung meines Delegierten kurz und bündig schilderte. Er hätte mir weder einen Auftrag erteilt, noch in sichere Aussicht gestellt, meine Handlungsweise sei nicht zu rechtfertigen; als ich ihm entgegenhielt, daß die Arbeit in kürzester Zeit vollendet werden müsse, daß weder die Königlichen Fabriken noch ein Dritter hierzu in der Lage seien, daß mit den alten Werkzeugmaschinen präzise Arbeit nicht hergestellt werden könne und meine Mittel mir gestatteten, für die Möglichkeit, eine große Bestellung zu erlangen, eine Summe zu opfern, beruhigte sich der alte Herr und entließ mich mit dem Versprechen, die Offerte wohlwollend zu prüfen. Als wir am Weihnachtsheiligabend desselben Jahres unsere Kinder unter dem Baum zu bescheren gerade im Begriff waren, meldete sich der Adjutant des Generals mit dem Auftrage, uns zu befragen, ob wir den geforderten Preis für Änderung von 800000 Visieren um 50 Pfg. das Stück zu reduzieren geneigt seien; in diesem Falle würde der Auftrag uns, sonst aber der inzwischen aufgetauchten Konkurrenz erteilt werden. Ohne lange Überlegung lehnten wir den Vorschlag ab, nicht weil wir an einen ernsten Wettbewerb glaubten, sondern weil nach Lage der Dinge diese Behandlung uns nicht fair erschien. Der Konkurrent ging, wie vorauszusehen war, bei der Arbeit zugrunde, denn er hatte weder die Mittel, die neuen Arbeitsmethoden einzuführen, noch kannte er diese. Sein Untergang war die Erweckung der Nähmaschinenfabrik von L u d w i g L o e w e & C o ., die bis dahin Erfolge nicht aufzuweisen gehabt hatte. Nach meinen Kalkulationen sind an
- 53. diesem Auftrage mehrere Millionen verdient worden, aber wichtiger als der einmalige Gewinn war die hierdurch herbeigeführte Annäherung an die Firma Pratt, Whitney & Co. in Hartford, Conn., deren Maschinen- und Werkzeugbau Loewe an Stelle der unlohnenden Nähmaschinen aufnahm und hiermit das Verdienst erwarb, den amerikanischen Machine tools eine würdige Stätte in unserem Vaterlande zu bereiten.“ Das Fehlschlagen dieses Geschäfts bedeutete aber für die Maschinenfabrik Rathenaus nicht nur einen entgangenen Gewinn und eine entgangene Entwicklungsmöglichkeit, sondern brachte auch einen — wenn auch nicht allzu schweren — Geldverlust mit sich. Im Vertrauen auf das erwartete Geschäft, an dessen Zustandekommen die Sozien nicht zweifelten, hatten sie zur Aufbringung der erforderlichen beträchtlichen Kapitalien einen stillen Teilhaber aufgenommen oder doch mit ihm einen Vertrag abgeschlossen, nach dem er einen Betrag von 600000 Mark einbringen sollte. Nachdem das Geschäft sich zerschlagen hatte, mußte dieser Vertrag gelöst werden, wobei dem Kapitalisten eine Abstandssumme von 20000 Mark zu zahlen war. Die Frage, ob Rathenau dem Unternehmen treu geblieben sein würde, wenn es durch den großen Auftrag der Militärverwaltung auf eine verbreiterte, und vielleicht wesentlich veränderte Grundlage gestellt worden wäre, ist schwer zu beantworten. Auch auf dem Gebiet der Waffen- und Werkzeugmaschinen-Industrie waren große Entwickelungsmöglichkeiten vorhanden, wie ja der Werdegang der Löweschen Fabrik zeigte, die später einen ganzen Kranz gewaltiger Unternehmungen der Waffen- und Munitionsindustrie, ihrer Hilfs- und Nebengewerbe und der Werkzeugmaschinenfabrikation um sich gruppiert hat. Hinter dem großartigen und vielgestaltigen Sonnensystem der A. E. G. mit seinen Ausstrahlungen nach allen Seiten und Himmelsrichtungen bleibt die beschränkte Spezialfabrikation des „Waffenkonzerns“ aber nicht nur an Umfang, sondern auch an Fülle der Formen und Gestaltungen, an Möglichkeiten zur Betätigung des kaufmännischen Ingeniums und des industriellen Schaffenswillens so weit zurück, daß sie fast
- 54. einförmig erscheint. Ob einen Emil Rathenau, dem der Formenreichtum und die gewaltigen Maße der A. E. G. kaum genügten, dessen Phantasie den Wundern der Elektrizität himmelhoch nachfliegen durfte, die nüchterne Klein- und Präzisionskunst der Waffenindustrie und der Drehbänke dauernd gefesselt hätte, will mir nicht sonderlich glaubhaft erscheinen. Für die Entwickelung der deutschen Industrie ist es jedenfalls gut gewesen, daß Emil Rathenau als 33jähriger eine Enttäuschung bei einem kleineren Werke erlebte, um für größere Aufgaben freizubleiben, zu denen er erst als Reiferer mit 43 Jahren gelangen sollte. Den Jahren der gewerblichen Beschäftigungslosigkeit und der Kriegsdepression, in denen Rathenau und Valentin, um ihrer Fabrik überhaupt eine größere Arbeit zuzuführen, dem ihnen an sich fremden Auftrag aus dem Gebiet der Waffenindustrie nachgegangen waren, folgte bald die G r ü n d e r p e r i o d e mit ihrem Überschwung, ihren stürmischen Hoffnungen und schweren Enttäuschungen. An alledem sollte auch die Webers’sche Maschinenfabrik Anteil haben. Die Inhaber entschlossen sich, da die Räume in der Chausseestraße eine Vergrößerung, wie sie diese planten, nicht zuließen, eine neue Fabrik nach modernen Grundsätzen auf billigem Gelände in der Nähe der Stadt zu errichten. Sie erwarben einen geeigneten Komplex von großer Ausdehnung in Martinikenfelde für 70000 Taler. Der Plan war großzügig angelegt. An den beiden gegenüberliegenden Straßenfronten lagen nach Martinikenfelde zu die mächtige Eisengießerei, an der Huttenstraße die ihr an Größe entsprechende Modellierwerkstatt und Dreherei und zwischen ihnen auf der westlichen Seite Schmiede und Kesselschmiede. Im Mittelpunkte befand sich die zentrale Dampferzeugungsstation, die alle Maschinen des ausgedehnten Werkes durch wohl isolierte Röhren mit Dampf versorgte. Die Kondensation erfolgte durch Ejekteure, deren Bau die Firma neuerdings aufgenommen hatte, auch nur ein Schornstein war auf dem Werke vorhanden. „Die Gießerei bestand aus einem Längsschiff von ca. 20 Meter Spannweite und einer beträchtlichen Höhe und Länge. Sie war mit
- 55. großen Kupolöfen, schweren Lauf- und Drehkranen, tiefen Dammgruben und allen Vorrichtungen einer modernen Gießhalle ausgerüstet, um die schwersten Stücke in Sand, Masse und Lehm zu gießen. An ihren Enden schlossen sich zweistöckige Gebäudeflügel an; der eine diente als Modelltischlerei und Modellboden, der andere für Kleinguß, der mit Maschinen geformt wurde. — Die Montagehalle war in Form und Größe der Gießerei ähnlich, die sich ihr anschließende Dreherei mit kräftigen Werkzeugen reichlich versehen. Auch in den anderen Werkstätten ließen die Einrichtungen nichts zu wünschen übrig.“ Rathenau faßte später sein Urteil über die Anlage in die Worte zusammen: „Es war eine Fabrik aus einem Guß, wie sie Berlin nicht besaß.“ Schon während des Baues waren in der Gründerzeit Offerten von Großbanken zur Umwandlung des Unternehmens in eine A k t i e n - G e s e l l s c h a f t immer wieder ihren Inhabern gemacht worden. Rathenau hatte sie zuerst standhaft zurückgewiesen, ja er hatte sogar ein großes Kapital unter nicht leichten Bedingungen von privater Seite beschafft, um den Klauen des Geldmarktes zu entschlüpfen, dem er eine unüberwindliche Abneigung entgegenbrachte und trotzdem, so bekannte er später resigniert, „entging ich meinem Schicksal nicht.“ „Ein befreundetes Bankhaus hatte mit einer ersten Bank sich verbunden und meinen Sozius zum Verkauf überredet. Trotz der ungewöhnlichen Bedingungen, die ich in der Erwartung stellte, daß sie die Käufer abschrecken würden, gingen sie zu meinem Bedauern auf diese ein und verwandelten das gutrentierende Unternehmen in eine Aktiengesellschaft. Ich übernahm keine Aktie, erhielt vielmehr den gesamten Kaufpreis in bar ausgezahlt, die Leitung der Geschäfte mußten wir trotz allem Widerwillen für einige Zeit übernehmen, da eine geeignete Direktion nicht sogleich sich finden ließ und die zweckmäßige Umwertung der Bestände von nicht zu unterschätzendem Wert war. Die Geschäfte gingen zunächst glänzend, als aber der Krach von 1873 hereinbrach und das große und sehr geschätzte Bankinstitut, das die Gründung durchgeführt hatte, von diesem am stärksten betroffen wurde, erlitten wir zwar
- 56. keine Einbuße an dem vorhandenen Betriebskapital, aber die Obligationen, die für den Bau der neuen Fabrik uns zugesichert waren, konnten nicht zur Ausgabe gelangen, und Hypotheken waren nicht zu beschaffen. Mein Entschluß war sofort gefaßt: Nachdem die Fabrikbauten schleunigst vollendet und alle Gläubiger befriedigt waren, legten wir unsere Stellungen nieder und überließen das weitere Geschick der Gesellschaft, die später liquidierte. Den fast täglich an mich herantretenden, zuweilen sehr verlockend erscheinenden Anerbietungen, das glänzende Unternehmen zurückzuerwerben, entzog ich mich durch eine lange Reise. Gewiß wäre es ein gutes Geschäft gewesen, die beiden Werke billig zu kaufen und den früheren Betrieb mit vergrößerten Mitteln aufzunehmen, aber dieses Ansinnen widerstrebte mir. Geradezu verfolgt hat mich mit seinen Anträgen der reiche Verwandte eines Großindustriellen der Branche, der Kriegsmaterial in Martinikenfelde fabrizieren wollte, große Aufträge der Regierung hinter sich hatte und über sehr erhebliche pekuniäre Mittel verfügte. Der Kauf kam ohne meine Mitwirkung zustande, die schöne Fabrik wurde umgestaltet, und ihr Besitzer stellte die Zahlungen ein, nachdem er das große Vermögen der Erzeugung von Stahl geopfert hatte. Aus dem Konkurs erwarben die Waffen- und Munitionsfabriken dieses Werk und gestalteten es für ihre Zwecke um.“ Das Bankinstitut, das an der Finanzierung sich beteiligte, war die Preußische Boden-Kredit-Aktienbank, deren Direktor Schweder Aufsichtsrat-Vorsitzender bei der „Berliner Union“ — so hieß die neue Aktiengesellschaft — geworden war. Er hatte Rathenau und Valentin sogar größere Geldmittel als sie beanspruchten, förmlich aufgedrängt, indem er in den Aufsichtsratssitzungen darlegte, daß es auf 300000 Mark mehr oder weniger bei einer solchen Gründung nicht ankomme. Infolgedessen war das finanzielle sowohl wie das betriebliche Gewand des neuen Unternehmens den Gewohnheiten jener Zeit entsprechend sehr reichlich bemessen worden. Man hatte neue Fabrikationszweige aufgenommen und wenn auch alles organisch gut gegliedert und nach dem Rathenauschen Urteil „wie aus einem Guß“ hingestellt war, so setzte es doch die pünktliche und
- 57. regelmäßige Zuführung immer neuer Geldmittel voraus. Als nun die Krise hereinbrach, stockte der Kapitalzufluß plötzlich, die bereits gedruckten Schuldverschreibungen konnten nicht mehr emittiert werden und zu allem Überfluß brach Schweder, eine der verwegensten Spekulantennaturen jener Periode, finanziell zusammen und wurde seines Direktorpostens bei der von ihm geleiteten Bank enthoben. Als daraufhin die Direktoren der „Berliner Union“ bei dieser Bank vorstellig wurden und um die Hergabe der ihnen zugesagten Mittel ersuchten, wurde ihnen ein kühl ablehnender Bescheid. Die Bank habe sich zu nichts verpflichtet, sie könne und wolle als Hypothekenbank überhaupt derartige industrielle Geschäfte nicht mehr machen und die Herren möchten sich an Schweder halten. Mit diesem Bescheid mußten sich Rathenau und Valentin zufrieden geben. Es blieb nichts anderes übrig als die Liquidation der Gesellschaft, bei der die Gläubiger nichts verloren, die Aktionäre allerdings nur sehr wenig retteten. Mit geschmälertem aber immerhin noch ansehnlichem Besitz — jeder der beiden Teilhaber verfügte damals aus dem Verkauf der Aktien über ein Vermögen von etwa 900000 M. — ging Rathenau nach 10jähriger Tätigkeit aus seinem ersten Unternehmen heraus. Aber er behielt doch als nie vergessene Lehre aus der ganzen Angelegenheit die später für seine großen Transaktionen sehr nützliche und heilsame Abneigung gegen Geschäfte zurück, für die er vorher das Geld nicht bar im Kasten hatte. Ihm, dem sich gewisse persönliche Erfahrungen hartnäckig bis zur Grenze der Zwangsvorstellung einprägten, hatte sich für allezeit ein Mißtrauen gegen Banken und Bankiers eingegraben, von denen er, wenn es irgend ging, bei seinen Geschäften nicht abhängig sein wollte. Hier liegt die erste tiefe Wurzel für seine Bankguthabenpolitik in der A. E. G.-Zeit, die wir später noch kennen lernen werden. Auch eine unüberwindbare Antipathie gegen Effektenspekulationen jeder Art hatten die Erlebnisse und Erfahrungen der Gründerjahre in ihn gelegt. Der Zusammenbruch Schweders, die Liquidation der „Berliner Union“, und das tragische Schicksal seines Schwiegervaters Nachmann, der nach schweren Börsenverlusten aus dem Leben schied, waren die Fälle, die sich von dem gleichgestimmten Hintergrund der
- 58. allgemeinen Zeitverhältnisse für ihn besonders scharf abhoben und ihn persönlich tief berührten. Sein Unterbewußtsein hat diese Eindrücke nie vergessen.
- 59. Z w e i t e s K a p i t e l Zwischenspiel Emil Rathenau war in einer ungünstigen Zeit frei geworden. Wir haben bereits gesehen, daß die Krisis, die der Gründerzeit folgte, mit in die letzten Phasen seiner ersten Unternehmung hineingespielt hatte. Wenngleich seine Trennung von der Maschinenfabrik zweifellos früher oder später auch ohnedies erfolgt wäre, so ist sie doch durch den mißglückten Aufschwung und den darauf folgenden Zusammenbruch, mit denen die Rathenau-Valentinsche Fabrik der Zeitentwicklung Rechnung trug, beschleunigt worden. Inzwischen war die Krisis hereingebrochen, und für einen halbverkrachten Unternehmer, als der Rathenau damals in den Augen der Öffentlichkeit erscheinen mußte, war es nicht leicht, etwas Neues und Besseres zu finden, das ihm voll zusagte. Vom Standpunkt der damals nächstliegenden Situation aus beurteilt war das vielleicht ein „Pech“, vom Standpunkte der langsichtigen Entwickelung aber ein Glück für den innerlich noch nicht Ausgereiften. Hätte er seine erste Fabrik vor oder in den Gründerjahren aufgegeben, so würde die hochflutende Welle der Konjunktur ihn vielleicht schnell wieder an irgend einen anderen Strand geführt haben. Von dem hochgestimmten, der Selbstkritik und der Kritik der Dinge abholden Schwunge der Zeit getragen, würde er vielleicht — wie so viele andere auch — Arbeit und Kredit in einer Sache engagiert haben, der es an solider Grundlage und dauernder Lebensfähigkeit fehlte. Selbst eine in der Anlage gute Sache hätte von der Sturmflut der wenig später hereinbrechenden Krisis untergraben und fortgespült werden können. Ein zweites Mißlingen hätte ihm aber innerlich und äußerlich zweifellos noch schwerer geschadet, hätte sein Selbstvertrauen und das Vertrauen, das andere ihm entgegenbrachten, völlig erschüttern können. So war es wohl für ihn
- 60. am besten, daß er, der innerlich noch nicht fertig geworden, der noch nicht im Feuer des doppelten Kampfes mit sich selbst und mit der Außenwelt dreimal gehärtet war, nach der Aufgabe seiner ersten Selbständigkeit in eine Zeit geriet, die aus Erfahrung kritisch geworden war, die ein berechtigtes Mißtrauen vor neuen Gründungen und Unternehmungen hatte. Im Jahre 1875 war die Auflösung der „Berliner Union“ vollendet, und nun tat der siebenunddreißigjährige Rentier, der seinen wahren Beruf noch nicht gefunden hatte, eigentlich 8 Jahre, — sonst die produktivsten Jahre des Manneslebens — nichts Bestimmtes, wenn man eben für das unablässige Suchen und das leidenschaftliche Lernen eines reifenden Charakters den Ausdruck „nichts Bestimmtes tun“ gebrauchen will. Die Familie, besonders die weitere, die Reichenheims und Liebermanns, die etwas hinter sich gebracht hatten, deren gefestigter Wohlstand sich von dem Aufschwung der Gründerzeit vornehm zurückgehalten hatte, aber auch von den Folgen des Zusammenbruches verschont geblieben war, gebrauchte wahrscheinlich solche Ausdrücke, und vielleicht — wenn sie unter sich war — noch weniger respektvolle. Für sie war Emil Rathenau der kleine Verwandte, der Fiasko erlitten hatte, der sich mit einer Menge von nicht ernstzunehmenden Projekten herumtrug und herumschlug, dem man darum auch keine rechte Zukunft zutraute. Emil Rathenau schwankte und irrlichtellierte in dieser Zeit tatsächlich ziemlich viel hin und her. Er faßte Pläne, ließ sie wieder fallen, erwärmte sich anfänglich für irgend einen ihm von den Brüdern oder Fremden zugetragenen Vorschlag, und lehnte — manchmal im letzten Augenblick — wenn der andere sich schon darauf eingerichtet hatte, aus irgend einem eigensinnigen oder nebensächlichen Vorwande ab. Sein älterer Bruder zum Beispiel, der eine glückliche Hand bei dem Kaufe und Wiederverkauf von Häusern zeigte, hatte ihn einmal zur Teilnahme an einem derartigen Geschäft, das Rathenau von ferne zunächst einen plausiblen Eindruck zu machen schien, aufgefordert. Man war übereingekommen, 80000 Taler für das Objekt anzulegen, der Bruder hatte das Grundstück aber nur zu einem höheren Preise bekommen können und Emil, dem das ganze seinem Charakter fernliegende Geschäft inzwischen leid
- 61. geworden war, benutzte den Vorwand des überschrittenen Preises, um sich von der Sache loszusagen. „Behalte du das Haus lieber alleine,“ sagte er zu dem Bruder, der ihm den Kaufabschluß melden kam. Ein anderes Mal, als es sich um den von Rathenau eine Zeitlang erwogenen Ankauf der sogenannten Jablochkoff-Patente für elektrische Bogenlampen-Beleuchtung handelte, die in der Avenue de l’opéra in Paris mit vielem Reklame-Tam-Tam als erste elektrische Straßenbeleuchtung größeren Umfangs angewendet worden war, erwog er mit demselben Bruder den Plan, daß jeder zum gemeinsamen Ankauf jener Patente für Deutschland einen Teil des erforderlichen Geldes beschaffen sollte. Auch hier kam es aber nicht zum Kaufabschluß, und die Verstimmungen, die sich aus diesen gescheiterten Unternehmungen ergaben, waren so stark, daß eine Aussöhnung zwischen den beiden Brüdern nie mehr erfolgte. Für die Menschen, die ihn damals sahen und kannten, soll Emil Rathenau, wie manch’ einer von den Zeitgenossen berichtet, keineswegs den Eindruck eines überragend genialen Mannes gemacht haben, dessen Stunde noch nicht gekommen ist, und der im vollen Bewußtsein seiner Kraft den richtigen Augenblick für sein Hervortreten abwartet. Er trug noch immer den Marschallstab im Tornister, aber der Durchschnittsmensch sah es ihm nicht an, und er hatte, wo und wann er auch immer mit Plänen an jemanden herantrat, Mißtrauen oder die noch schlimmere Gleichgültigkeit, kurz alle jene Hemmungen zu überwinden, die dem Anfänger, erst recht aber dem, der zum zweiten Mal anfangen will, im Wege stehen. Nur wer selbst mit Genieaugen Menschen und Dingen durch die äußere Schale auf den Grund blickte, wie Werner v. Siemens, spürte aus Rathenaus Reden und Entwürfen den göttlichen Funken überspringen. „Dem Mann geben wir Geld,“ sagte er, und machte sein Versprechen trotz skeptischer Einwände und passiver Resistenz seiner Mitarbeiter schließlich wahr. Für die meisten übrigen Menschen aber mochte Rathenau, der stets bereitwillig die Lippen von dem überfließen ließ, wessen sein Herz voll war, in jener Zeit manche Züge von Hjalmar Ekdal, dem ewigen Genie von morgen, an sich gehabt haben. Eine gewisse leidenschaftliche Beflissenheit und
- 62. Verbissenheit konnten dem werdenden Genius eigen sein, aber dieselben Eigenschaften weist auch häufig die problematische Natur auf. Auch für Rathenau selbst war die Wartezeit zwischen der ersten provisorischen Unternehmung, die im Niedergang einer alten, überlebten Epoche zerbröckelte, und der zweiten endgültigen Schöpfung, die im Aufstieg einer neuen Zeit sich zu weltenweiten Formen auswuchs, keineswegs immer die bewußt gewählte, in jedem Augenblick gut ausgefüllte Ruhe- und Lernpause, als die sie in den Rückblicken des Vollendeten erscheint. Gar manchmal, wenn der Akkumulator des phantasiebegabten Kopfes zu viel von der aufgespeicherten Gedankenkraft von sich gegeben und sich erschöpft hatte, kamen Stunden und Tage der Verzagtheit, der Trübsal, in denen der beschäftigungslose Vierziger sich in seine Wohnung in der Eichhornstraße mit grauen Gedanken einspann. Aber solche Zeiten wurden von der ihm eigenen Schwungkraft des Wesens bald überwunden, und im Notfalle half die Ablenkung und Abwechselung einer Reise, wie denn Emil Rathenau Zeit seines Lebens vom Reisetrieb beseelt war und auch in den späteren Jahren der Arbeitsüberlastung aus geschäftlichen und privaten Reisen — mochten sie auch noch so kurz sein — immer wieder Frische und Nervenergänzung mit heim brachte. Wenn somit den in der Vollkraft der Jahre stehenden Mann die Tatenlosigkeit manchmal drückte, so zeigt doch seine ganze spätere Entwickelung, besonders die Art, wie er im richtigen Augenblick mit genialer Intuition und unbeirrbarer Entschlossenheit zugriff und alle Zweifelsucht von sich abstreifte, daß n i c h t e r es gewesen war, der in jener Warteperiode an Ziellosigkeit, an Stagnation krankte, sondern die Z e i t. Jene Zeit, in der die Triebkräfte der alten Wirtschaftsordnung abgestorben waren und die der neuen Epoche nach dem ersten überschwänglichen Aufflackern in der Gründerperiode noch nicht so recht Wurzelboden gefunden hatten. Rathenau wartete — innerlich betrachtet — nicht aus Unentschlossenheit, sondern aus Prinzip, und, wenn seine oberflächlichen Einsichten auch manchmal vielleicht ihn selbst der hamletischen Charakterschwäche anklagen mochten, die instinktiven, tieferen Einsichten waren stark genug, um sich dieser Selbstkritik und der Kritik der Außenwelt gegenüber durchsetzen zu
- 63. können. Es waren nicht Jahre der inneren Klarheit, der bewußten Selbstzügelung und überlegenen Voraussicht, die Emil Rathenau damals durchmachte, sondern J a h r e des inneren K ä m p f e n s und R i n g e n s. Mit dieser Feststellung setzt man die Größe des Mannes und seines Charakters nicht herab, dessen Bild weder menschlich- richtig, noch glaubhaft erscheinen würde, wenn man ihm nur geniale Frühzüge andichten wollte. Zu seiner vollen Entfaltung ist Rathenau, wie so viele seiner Zeitgenossen, erst dadurch gelangt, daß die Zeit sein Werk und sein Werk i h n zu einer Höhe trug, die er unter weniger glücklichen Bedingungen kaum erreicht hätte. Was er vorher darstellte, war ein Charakterboden, auf dem alle die reichen Saaten der Zeit Wurzel fassen und in reicher Blüte aufgehen konnten. Der Fehler mancher früheren Biographen, den j u n g e n Rathenau zu bewußt, zu klar und gewissermaßen zu seherisch-weise darzustellen, ist vom Standpunkt des nachgeborenen Betrachters verständlich und er ähnelt der Art der dichterischen oder zweckhistorischen Schilderung, die ihrem Helden bereits pränumerando Gedankengänge und Ereignisdarstellungen prophetisch in den Mund legt, welche erst viel später als Ergebnis von Notwendigkeiten, Zufällen, sich kreuzenden Entwickelungsrichtungen in Kampf und Wirrnis verwirklicht wurden. So wird von oberflächlichen Schilderern vielfach die Geschichte der Reichsgründung in der Weise gelehrt, als ob Bismarck bereits, als er die preußische Ministerpräsidentschaft übernahm, die genauen Pläne für den Aufbau des Reiches und die Politik, die zu ihm führte, fertig in seinem Kopfe getragen hätte, als ob Moltke, da er Chef des preußischen Generalstabs wurde, seine drei großen Kriege und ihren genauen Hergang bereits in ihren „notwendigen“ Grundzügen vor Augen gehabt hätte. Wer bewußt Geschichte miterlebt hat, weiß, wie ganz anders die Dinge sich zu entwickeln pflegen, wie auf dem großen Schachbrett der Geschehnisse Zug und Gegenzug abwechseln, wieviel verschiedene Züge in einem bestimmten Augenblick möglich sind, und wieviel Zufälligkeiten, Gegenströmungen und Wechselwirkungen einen Entschluß zeitigen und seine Folgen bilden. Die Rathenauschilderer, die in seinem
- 64. Leben alles auf Gesetzmäßigkeit, auf Notwendigkeit und Vorherbestimmung zurückführen, die der Ansicht sind, daß dem 37jährigen, als er seine Maschinenfabrik Webers aufgab und sich zur ersten Ausreise nach Amerika anschickte, seine ganze spätere Entwickelung und die ganze spätere Entwickelung der Industrie wenigstens in ihren Umrissen klar vor Augen gestanden haben, können allerdings eines zu ihrer Entschuldigung anführen: Rathenau selbst hat in der schon verschiedentlich erwähnten Jubiläumsrede die Gedankenwelt, die ihn damals an der Wende zweier Generationen und wirtschaftlicher Epochen erfüllte, so dargestellt, als ob er nicht erst als rückschauend Betrachtender, sondern schon als Miterlebender Vergangenheit und Zukunft mit voller Klarheit erkannt und durchschaut hätte. Die betreffenden Ausführungen sind interessant genug, um hier wörtlich wiederholt zu werden. Rathenau erzählte: „Als in den siebziger Jahren des vorigen Jahrhunderts ich die erste Phase geschäftlicher Tätigkeit abgeschlossen hatte, erwog ich, ein Dreißiger damals, ob ich den mit Leib und Seele zugetanen Beruf wieder aufnehmen oder einer neuen Technik mich zuwenden sollte. An Anerbietungen fehlte es nicht, aber der Großmaschinenbau schien seine Bedeutung in Berlin eingebüßt zu haben, und die Geburtsstadt mochte ich ungern verlassen. Mit der Erhebung zur Reichshauptstadt hatten die Berliner Verhältnisse sich wesentlich geändert: Der Wert von Grund und Boden, die Preise der Lebensbedürfnisse und infolgedessen die Arbeitslöhne waren so gewaltig gestiegen, daß die großen Maschinenbauanstalten von Borsig, Egells, Schwartzkopf, Wöhlert, Hoppe und andere sich anschickten, ihre Fabriken aus dem Norden der Stadt, wo sie seit Begründung betrieben wurden, in die weitere Umgebung zu verlegen, oder das Feld früher ersprießlicher Tätigkeit aufzugeben. Auf den weitläufigen Geländen entstanden neue Straßenzüge, an der Stelle lärmender Werkstätten erhoben sich Wohnhäuser und Mietskasernen, und wo aus hohen Schornsteinen dichter Qualm zu den Wolken emporgestiegen war, wirbelten dünne Rauchsäulen von den häuslichen Herden. In den Vororten aber
- 65. waren bei dem Mangel an Verkehrsgelegenheit geschulte Arbeitskräfte mit Schwierigkeit zu beschaffen. Ein noch wichtigerer Faktor beeinflußte meinen Entschluß, von der unmittelbaren Aufnahme einer neuen Tätigkeit abzustehen und den völligen Verlauf der Krisis abzuwarten, die in der Finanzwelt und Industrie unzählige Opfer gefordert hatte: Patriotische Fabrikherren, die trotz eigener Sorgen in der schweren Zeit die Angehörigen ihrer im Felde stehenden Arbeiter mit reichen Mitteln unterstützt hatten, ernteten hierfür keinen Dank, sondern mußten nach dem Kriege mit Bedauern wahrnehmen, daß die Wogen der sozialdemokratischen Bewegung sich höher auftürmten als zuvor. Männer, wie Siemens, Schwartzkopf, — auch ich hatte die Ehre, der kleinen Vereinigung anzugehören, — hofften vergeblich durch Wohlfahrtseinrichtungen und den Bau von Wohnhäusern die Unzufriedenheit der Arbeiter einzudämmen. Unter diesen Verhältnissen war eine Wiederbelebung des einst hochgefeierten Berliner Maschinenbaus frühestens mit dem Ersatz der physischen Arbeit durch selbsttätig wirkende Maschinen oder bei vollkommener Ausnutzung der der Berliner Arbeiterschaft eigenen Geschicklichkeit und Intelligenz zu erwarten. Unter ähnlichen Bedingungen waren vollendete Arbeitsmethoden in den Vereinigten Staaten von Nord-Amerika entstanden, allerdings unter Befolgung des Prinzips, das Zahl und Wahl der Produkte durch Teilung der Arbeit beschränkte. Leider steht in den heimischen Werken die weitgehende Spezialisierung der Erzeugnisse auch jetzt noch hinter der amerikanischen zurück, trotzdem die Fabrikation aus ihr große Vorteile ziehen würde. Dieses amerikanische System war in Berlin nicht unbekannt. Intelligente Fabrikanten hatten mehr oder weniger automatisch arbeitende Maschinen von Amerika eingeführt, konnten ihnen jedoch in ihren Betrieben genügende Geltung nicht verschaffen, weil entweder die Präzision der Leistung damals noch nicht hoch genug eingeschätzt, oder die Rückkehr zu altmodischen Werkzeugen durch die Gewohnheit zu sehr begünstigt wurde.
- 66. Im Gegensatz zu diesen Erfahrungen erblickte ich in den Maschinen Werkzeuge der Zukunft; ich war überzeugt, daß ihre vortrefflichen Eigenschaften die Abneigung der Arbeiter allmählich überwinden und eine ihrer Bedeutung entsprechende Verwendung sichern würden.“ Zweifellos hat Rathenau damals wie kaum ein anderer seiner Zeitgenossen das sichere Gefühl gehabt, daß eine gründliche Umwandlung der ganzen industriellen Technik und Arbeitsmethoden bevorstehe. Und zweifellos hat ihn dies Gefühl mit dazu veranlaßt, mit der vollkräftigen Gründung eines neuen Unternehmens erst dann zu beginnen, wenn sich die neue Lage einigermaßen übersehen lasse, wenn sich der neue Boden derart gefestigt haben würde, daß auf ihm ein tragfähiger Bau errichtet werden könnte. Was aber die Einzelheiten der von ihm gegebenen Schilderung, was ihre scharfe Präzisierung und Schattierung anlangt, so darf nicht vergessen werden, daß es sich bei ihr nicht um eine impulsive Beschreibung aus der geschilderten Zeit heraus, sondern um eine rückschauende Darstellung handelt, gesehen mit der Brille des durch Erfahrungen hindurchgegangenen Mannes, geklärt im Spiegel der Distanz, geordnet und gerichtet nach den E r g e b n i s s e n der Strömungen, die in ihren U r s p r ü n g e n und Anfängen geschildert werden. Vergleicht man mit dieser bewußten Darstellung die Zeugnisse Mitlebender, so möchte man der Ansicht zuneigen, daß in Emil Rathenau damals, als er an der Wende zweier Zeiten und Unternehmungen stand, bei aller Denk- und Sehschärfe, die ihn stets ausgezeichnet haben, doch mehr Chaos gewesen ist, als er später selbst zugegeben und gewußt hat. Das Vorhandensein eines derartigen kreisenden Chaos würde ja auch die ungemeine Ursprünglichkeit, Kraft und Ausdauer seiner späteren Leistung nicht abschwächen, sondern erst recht verständlich machen. Jede völlig durchsichtige Klarheit wird auf die Dauer kraftlos, matt und unschöpferisch, und nur das Ringen der wechselnden Gedanken vermag fortzeugendes Leben, Formen und Gestalten zu gebären. Für Emil Rathenau bildeten die 8 Jahre, die zwischen der Aufgabe seiner Maschinenfabrik und der Gründung der Deutschen Edison
- 67. Gesellschaft lagen, das Staubecken, in das die neuen Kräfte von allen Seiten strömten, in dem sich — oft unter Schmerzen, unter drängender Hoffnungs- und Zweifelsfülle — aus der Tüchtigkeit das Genie bildete. Fast spürt man angesichts dieser Pause Neigung an Zarathustra zu denken, dem der Dichter an die Stirn seiner Geistesgeschichte die Worte schrieb: „Als Zarathustra 30 Jahre alt war, verließ er seine Heimat und den See seiner Heimat und ging ins Gebirge. Hier genoß er seines Geistes und seiner Einsamkeit und wurde 10 Jahre nicht müde. Endlich aber wandelte sich sein Herz —“. Auch Zarathustra trug keine Klarheit in seine Einsiedelei, sondern er brachte erst Klarheit und Entschiedenheit aus ihr mit zurück. Der moderne Zarathustra der Industrie mußte allerdings nicht in die Einsamkeit, sondern in die Welt gehen, um sich mit dem Geiste anzufüllen, den er später in Taten umsetzen wollte. Die erste große Reise, die Rathenau schon im Jahre 1876, also ein Jahr nach der Auflösung der „Berliner Union“ antrat, ging nach A m e r i k a, dem Lande der technischen Verheißungen. Ein langgehegter Wunsch, mit dem schon der 28jährige während seines englischen Aufenthaltes gespielt hatte, fand damit seine Erfüllung. Den äußeren Anlaß zu der Reise bot die W e l t a u s s t e l l u n g i n P h i l a d e l p h i a, eine der wirklich großen Ausstellungen, auf der fruchtbare technische Gedanken verkündet wurden und von der aus sie ihren Weg in die Welt fanden. Für Emil Rathenau, der später als großer Kaufmann und Industrieller von den Reklameausstellungen, mit denen gewisse Länder und Städte ihren Fremdenverkehr zu heben suchten, nur recht wenig hielt, bedeutete die Ausstellung in Philadelphia eine Offenbarung. Was ihm in den Jahren der mühsamen Kleinarbeit, der beschränkten Enge in seiner Berliner Maschinenfabrik vor dem geistigen Auge gestanden hatte, an dessen Erreichung er aber damals verzweifelte, hier war es verwirklicht und erfüllt. „Was ich im Geiste erschaute, gestaltete sich zur Wirklichkeit, und mit reicher Ausbeute kehrte zurück, wer der Heimat neue Arbeitsprozesse und Industrien zu beschaffen gedachte.“ Damit meinte Rathenau nicht so sehr die Dampfmaschine, die in Amerika damals eher auf einer niedrigeren Stufe der Entwickelung stand als in Deutschland und England. Die 1400 PS vertikale Corlißmaschine,
- 68. die in der Mitte der Maschinenhalle paradierte, imponierte zwar dem Maschinenbauer Rathenau durch den einfachen und soliden Bau, sowie den langsamen und sanften Gang, aber er hatte doch bereits ähnliches gesehen. Viel stärker fesselten ihn die Holzbearbeitungs- und Werkzeugmaschinen für Präzisionsarbeiten, die automatischen Maschinen zur Herstellung von Massenfabrikaten, neuartige und feine Instrumente zum Messen, wie sie die deutschen Fabriken nicht einmal kannten. Auch die Schreibmaschine fand sein lebhaftes Interesse. Im allgemeinen war es die neuartige technische und wirtschaftliche Betriebsökonomie, die arbeitssparenden und leistungsverbessernden Maschinen, die Rathenau in Philadelphia und in den amerikanischen Fabriken bewunderte, während die räumlichen und sozialen Einrichtungen ihm im Verhältnis zu den deutschen vernachlässigt zu sein schienen. Auch die deutsche Industrie hatte damals in Philadelphia ausgestellt, und breite Kreise der öffentlichen Meinung in Deutschland waren patriotisch- kurzsichtig genug, um die „soliden und bewährten“ Leistungen der heimischen Industrie den amerikanischen Bluffkonstruktionen an die Seite oder noch voranzustellen. Wer den Unterschied wahrheitsgemäß feststellte, wie Professor Reuleaux, der von der deutschen Industrie damals das bittere, von unseren Neidern und Konkurrenten noch jahrzehntelang auch dem längst führend gewordenen deutschen Gewerbe entgegengehaltene Wort „billig und schlecht“ prägte, wer erkannte und aussprach, daß die deutsche Fabrikation sich damals zum großen Teil auf Vergangenheitsgleisen bewegte, während in der amerikanischen Industrie die konstruktiven Neugedanken vorwärts stürmten, der wurde „gesteinigt und verbrannt“. Emil Rathenau gehörte weder zu den radikalen Verächtern der Heimat, deren guten Industrieboden, deren schlummernde Entwickelungsmöglichkeiten er wohl würdigte, noch zu den Selbstzufriedenen, die da ständig priesen, „wie wir es so herrlich weit gebracht hätten.“ „Die Schätze der Maschinenhalle blieben mir unvergeßlich,“ so erzählte er und in der Tat hat er sich das, was er dort sah, so tief eingeprägt, daß er es in dem Augenblicke, in dem er davon Gebrauch machen konnte, nur aus der Kammer des Gedächtnisses hervorzuholen brauchte. Im Geiste noch
- 69. übertrumpft mag die mächtige Phantasie Rathenaus auch die derzeitigen Höchstleistungen des G r o ß m a s c h i n e n b a u s schon damals haben. Denn was Rathenau zu jener Zeit in Philadelphia sah, war neben dem, was er später an gewaltigen Aggregaten von den Konstrukteuren seiner Drehstrom- und Hochspannungsmaschinen verlangte und erreichte, das reine Kinderspiel. Aber so stark auch die Anregungen auf dem Gebiete der Maschinentechnik waren, so sehr sie gerade den gelernten Maschinenbauer reizten und beschäftigten, es war vielleicht zu viel des Neuen, das auf ihn einstürmte und ihm die Wahl schwer machte. „Mir schien, als brauche ich nur ins volle Menschenleben hineinzugreifen, um mir die Fabrikation zu sichern, die mich interessierte,“ schrieb er. Aber die Fülle der Gesichte, die den Schauenden und Lernenden überwältigte, hätte entsagungsvoll eingedämmt und eingeschränkt werden müssen, sobald es ans praktische Ausführen gegangen wäre. Er war ja nicht nur nach Amerika gereist, um zu lernen, sein Wissen zu bereichern und zu vertiefen, sondern auch um eine geschäftliche Idee, eine faßbare Grundlage für eine neue aussichtsreiche Unternehmung mit nach Hause zu bringen. Der frühere Sozius Valentin begleitete ihn auf dieser Reise, und beide waren sich darüber klar, daß sie ihr gutes Geld nicht ausschließlich für eine wissenschaftliche Studienreise ausgeben durften, sondern als einen Spesenbetrag betrachten müßten, den sie sich aus den geschäftlichen Früchten dieser Reise vervielfacht zurückholen wollten. Mehrere amerikanische Städte und Fabriken wurden darum besucht, und es wurde nach einer aussichtsreichen Sache gesucht, die man mit den zur Verfügung stehenden, immerhin nicht unbeschränkten Mitteln und Kräften nach Deutschland verpflanzen könnte. Daß diese Mittel für die gewaltigen Maße einer in Deutschland nach amerikanischem Muster zu errichtenden Großmaschinenfabrik nicht ausreichten, sagten sich die beiden Freunde wohl ohne weiteres. Wenn Rathenau diese notgedrungene Entsagung nicht zu schwer fiel, so war dies darauf zurückzuführen, daß sich noch etwas anderes bot, das ihn technisch
- 70. kaum weniger fesselte, dazu aber leichter und schneller praktische Erfolge versprach: In Philadelphia hatte Rathenau das Telephon und Mikrophon, eine dem Gedanken nach deutsche Erfindung, zuerst praktisch brauchbar ausgeführt in überzeugender Funktion gesehen. „Das Telephon und das fast gleichzeitig mit ihm erfundene Mikrophon haben, vielleicht wegen ihrer verblüffenden Einfachheit, die Bewunderung niemals erregt, die minder bedeutsamen Errungenschaften der Technik zuteil geworden war. Mich elektrisierten förmlich die ingeniösen Apparate...“ Rathenau schwankte, ob er ihre Erzeugung im Großen aufnehmen sollte, aber die Befürchtung, daß einerseits fremde Patente den Absatz ins Ausland erschwerten und andererseits die Herstellung so außerordentlich, so fast handwerksmäßig leicht war, daß sie einen verheerenden Wettbewerb anlocken mußte, ließ ihn vorsichtig sein. Der Kaufmann in Rathenau bändigte eben fast immer die Leidenschaft des technischen Gründers. Er entschloß sich, keine Telephonfabrik zu bauen, sondern nur eine Konzession für eine Berliner Telephonzentrale nachzusuchen, gewissermaßen das Telephon in Berlin in Generalentreprise zu nehmen. Die Stadt Berlin hätte die Sache vielleicht mit ihm gemacht, aber der damalige Polizeipräsident v. Madai wollte die Konzession, die Rathenau brauchte, nicht erteilen. „Das Telephon ist ein Reichsregal,“ entschied Herr v. Madai, und, wenn sich auch später bei der Beratung des Telegraphengesetzes ergab, daß er geirrt hatte, Rathenau fürchtete zu jener Zeit die Scherereien des Instanzenweges und bot dem damaligen Generalpostmeister Stephan, dem Verweser des angeblichen Regals, die Durchführung in Reichsregie an. Aber der sonst so weitsichtige Stephan versagte zunächst. Er stellte sich auf den Standpunkt, den die Verteidiger der Postkutsche der Einführung der Eisenbahnen gegenüber eingenommen hatten und prophezeite, daß eine Telephonzentrale in Berlin höchstens 23 Anschlüsse finden würde. Diesen rückständigen Standpunkt nahm er ein, trotzdem die Postverwaltung damals mit dem telephonischen Überlandverkehr zwischen verschiedenen