金融改革對收入不平等的影響研究理論解釋與實證分析

王培輝　袁薇++王征

摘 要：通過構建的內生門限的金融改革與收入不平等理論模型表明：金融改革與收入不平等之間具有門限效應，深化金融改革有利于提高經濟體人均收入。當金融改革水平低于門限值時，金融改革會擴大收入差距；當金融改革水平越過門限值時，金融改革有利于收入差距的縮小。采集55個新興市場國家的非平衡面板數據，使用動態門限面板模型實證結果表明，金融改革與收入不平等間存在明顯的門限效應，金融改革門限值為0.6310。多數新興市場國家金融改革對降低收入不平等已經發揮正向效應，為緩解新興市場國家收入差距持續擴大的問題，必須進一步深化金融改革。關鍵詞： 金融改革；收入不平等；動態門限面板模型中圖分類號：

文獻標識碼： A

文章編號：1003-7217（2016）05-0002-07一、引 言20世紀80年代以來，新興市場國家普遍掀起了旨在消除金融抑制，以金融自由化和金融創新為特征的金融改革。新興市場國家采取逐步放松信貸控制，推動利率市場化和資本市場對外開放等一系列措施，以提高金融發展水平，開放金融市場。金融改革推動了新興市場國家經濟高速增長，居民收入水平不斷提高。與此同時，多數新興市場國家出現了貧富差距日趨擴大的問題。世界銀行統計資料顯示，55個新興市場國家中基尼系數低于0.3的僅有6個國家，0.3～0.4之間的有16個國家，0.4以上的有33個國家，基尼系數超過0.4警戒線的國家占比達60%，新興市場國家收入不平等問題已非常嚴重[1]。收入不平等源于個人經濟機會的高低。個人的經濟機會由自身的技能、創新性、社會地位、父母的遺產等因素決定。金融體系可影響個人獲得經濟機會的難易程度，影響貧富差距以及代際間貧富差距的大小[2]。金融改革在促進經濟增長的同時，必然帶來收入分配的變革。金融改革如何影響收入分配，是否有助于消除收入不平等成為學者研究關注的熱點問題。關于金融發展與收入不平等的理論聯系，基于研究角度與方法不同，得出結論尚未統一，主要存在以下幾種觀點：一是“G-Z”假說，即金融發展對收入不平等存在負向效應，金融發展有利于縮小收入差距[3]。金融發展會逐步消除財富約束而改善低收入者獲得信貸的機會、人力資本積累和職業選擇，通過麥金農導管效應和促進經濟發展來減少貧困，為此，必須保持穩定的宏觀經濟。Clarke等（2003）利用91個國家1960～1995年的面板數據考察收入不平等與金融發展的關系發現，收入差距隨著金融中介的發展而縮小[4]。Beck等（2007）采用99個國家1960～1999年的面板數據分析金融發展對減少貧困的影響，發現金融發展通過促進經濟增長而降低貧困，但金融發展落后國家的收入不平等和貧困減緩的速度慢于金融發達的國家[5]。Luca Agnello等（2012）使用62個國家1973～2005年的數據研究指出，金融改革降低了收入不平等[6]。Jie Li和Han Yu（2014）進一步指出在人力資本較高的國家，金融改革降低收入不平等的效果更顯著[7]。二是金融發展擴大收入不平等，即金融發展導致資本主要流向富人，金融服務并未惠及窮人，從而加劇收入不平等[8]。Arestis和Caner（2004）檢驗了金融自由化通過不同渠道影響收入不平等，認為如果宏觀經濟不穩定和政策支持不到位，金融自由化往往會加劇不平等[9]。Agnello等（2012）認為銀行危機會加劇收入分配的不公平程度[10]。大多數中國學者的研究也發現，中國金融發展擴大了城鄉居民收入差距[11-14]。三是“倒U”假說，金融發展對收入分配的影響呈非線性并且其作用取決于金融的發展階段：在早期，金融發展會惡化收入分配差距，但越過拐點后，隨著金融發展的深化與成熟，收入差距逐漸縮小，直至收斂到平等[15]。Aghion等（1997）認為由于信貸市場的不完善，資本積累存在涓滴效應：當資本積累率足夠高時，經濟中的財富分配收斂到唯一不變的狀態；當資本管制放松時，資本的涓滴效應引起經濟中產生唯一的穩定分配狀態，但政府仍有必要對收入分配進行調節，以有利于促進生產效率的提高；收入差距在資本積累過程的初期有加劇的態勢，但是在后期將逐漸減小，即收入分配隨金融發展呈倒U型變化[16]。Matsuyama（2000）在資本邊際生產效率遞增的假設下，也得出類似的結論[17]，國內也有學者得出金融發展與居民收入差距存在“倒U”關系[18，19]。綜上所述，現有研究多從金融中介的融資約束機制出發研究金融發展對收入不平等的影響，取得了豐富研究成果。但也存在不足：一是金融改革涉及信貸控制、利率控制、金融市場準入壁壘、銀行監管、銀行私有化程度、資本開放程度和證券市場等多個方面。現有研究多以存貸款規模、資本流動等單一指標和信貸市場、股票市場、債券市場等單個市場為金融發展代表進行分析，缺乏金融改革對收入分配影響的綜合系統分析。二是研究多以發達國家和發展中國家為樣本，缺乏針對新興市場國家金融改革與收入不平等的研究。為此，本文從新興市場國家普遍存在的金融抑制出發構建理論模型，并采用55個新興市場國家的非平衡面板數據進行檢驗，以揭示金融改革與收入不平等之間關系。該問題的解決有助于我們更好地理解金融改革對收入分配的影響機制，進而引導新興市場國家深化金融改革，發揮其對收入分配的積極作用。

二、金融改革與收入不平等：一個簡單的理論模型

在借鑒Holmstrom和Tirole（1997）、劉純斌等（2010）、李志陽等（2011）相關研究基礎上[20-22]，構建內生門限的家庭投資周期模型，考查金融抑制對居民收入的影響，借此闡明金融改革與收入不平等的關系。（一）模型基本假設及分析假設經濟體中的個人只生存一期，并在下一期有一個后代，即經濟體人口總量固定。經濟體中只存在一種產品，該產品既可用于消費，也可用于投資。每個人具有來自于代際之間的遺產作為初始財富進行資本投資，并提供有效勞動獲得工資。每個時期個人都面臨兩種投資方案：一是將個人財富存入金融機構，獲取實際利率為r的儲蓄收入；二是通過股票、債券、直接投資等形式，將個人財富投資于收益率為R的固定項目，且投資收益率r0。（二）模型基本結論1.金融改革對收入不平等影響具有明顯的門限效應，二者存在非線性關系。模型門限內生于經濟體的金融制度，由經濟體金融改革程度決定。當金融改革使得富有家庭把全部財富投資于固定項目時，此時的金融改革指標值即為門限值。當金融改革水平低于門限值時，富有家庭收入增長更快，金融改革會擴大兩類家庭收入差距，加劇收入不平等現象；當金融改革水平超過門限值后，貧困家庭收入增長更快，金融改革會縮小兩類家庭收入差距，降低收入不平等程度。不同程度的金融抑制政策會對家庭投資產生不同影響，進而影響居民收入水平。在金融改革初期，金融抑制程度減輕，兩類家庭開始把部分財富投資于收益更高的固定項目，家庭收入得到提高。由于投資項目普遍存在較高的初始投資規模要求，申請金融機構信貸往往需要提供抵押品，加上金融市場投資種類和規模有限等因素影響，家庭參與投資項目的渠道有限，這使得貧困家庭參與投資項目明顯不足，而富有家庭能夠把更高比例的財富投資到固定項目，獲得更高的投資收益，直到所有財富投資于固定項目。這一期間，金融改革推動金融發展，金融抑制程度下降會更有利于富有家庭收入提高，從而擴大了金融收入差距。隨著經濟體金融改革的進一步推進，金融體系更加健全，弱勢金融消費者保護措施不斷完善，利率逐漸市場化，兩類投資的收益率差距逐漸減少。貧困家庭參與投資固定項目的機會不斷加大，存款比例下降，貧困家庭收入會迅速提高。此時，富有家庭已經實現最優投資配置，財富維持穩定增長比率。此時兩類家庭收入差距會逐漸減小。2.深化金融改革有利于提高經濟體人均收入。一方面，金融改革能夠消除金融約束，逐步改變金融脫離實體經濟和低收入者的現狀，有效改善國內金融體系的運行效率；另一方面，金融改革會促使成本的社會化以及更合理的風險分擔。此外，金融改革可通過提供獲得信貸服務的平等機會和降低邊際收益率的波動產生對收入分配的公平效應。隨著金融改革深化，金融體系提供多層次的金融服務以滿足各類需求者，更多的個人能參與高收益投資項目，從而提高家庭居民收入。三、實證模型及指標選擇（一）計量模型為捕捉金融改革與收入不平等之間存在的門限效應，借鑒Dang（2012）[23]提出的動態面板門限模型，設定金融改革（FI）與收入不平等（GINI）的動態門限面板數據模型如下：其中，下標i=1，2…N和t=1，2…T分別代表國家（或地區）和年份。被解釋變量GINI為國家（或地區）的基尼系數，反映地區內的收入不平等程度。x為一組影響收入差距的解釋變量，包括金融改革程度指標（FI）；人均國民生產總值增長率（GDP），用于衡量國家的經濟發展水平；CPI指數用來衡量國家的物價水平； GB代表一國（或地區）政府支出水平；AD為社會撫養比，代表一國（或地區）人口結構狀況；EU為教育支出，用來衡量一國（或地區）人力資本投資水平；考慮到基尼系數的變動往往具有累積效應，其影響可能存在一定的時滯效應，本文引入GINI滯后項以捕捉這種效應，控制變量同樣包括GINIi，t-1；εit是未觀測到的既隨國家又隨時間改變的誤差項，εit～idd（0，σ2）；μi為個體固定效應；q為模型門限變量，γ為待估門限值，是本文關注的重點參數之一，I（·）為邏輯函數。（二）估計方法考慮到被解釋變量的滯后項可能導致模型產生內生性問題，使用OLS法估計模型參數存在偏差，借鑒Anja Baum等（2013）、Dang等（2012）和Stephanie Kremer等（2013）的相關研究[24-26]，將時間序列門限模型建模方法和動態面板門限的GMM估計結合起來，并采用網格搜索法來獲取門限值，利用差分廣義矩方法來估計模型參數，以避免誤差項的序列相關導致的內生性問題。具體分三個步驟：第一步，估計門限值。首先，對門限變量進行從小到大逐一排序，然后，將兩端的數值去掉，在分位數5%～95%之間取樣本進行門限搜索。給定門限值，先把內生變量對所有工具變量進行回歸，得到其估計值，再用估計值代替內生變量重新估計模型，獲得模型的殘差平方和S（γ）。在門限變量的取值區間內搜索S（γ）的最小值，并以此最小值為門限值的估計值，即=arg min Sn（γ）。第二步，確定門限值后，進行Wald統計量檢驗。Wald統計量檢驗是用來檢驗單個解釋變量和模型總體門限效應的顯著性，原假設為H0：Rβ=0，其中，R=[1，-1]。若拒絕原假設，則說明金融改革水平對收入不平等存在門限效應。Wald統計量定義為：W（）={R（）}′{RVar∧（（））R′}-1{R（）}（2）由于Wald統計量分布未知，借鑒Hansen（1999）[27]使用的自助抽樣法來獲得Wald統計量的漸進分布，從而檢測變量門限效應的顯著性。最后，依據變量門限效應檢驗結果，確定最終回歸模型，再運用面板數據的兩步差分廣義矩法來重新估計模型，得到各解釋變量的系數估計值。（三）指標說明與數據來源1.基尼系數①。本文的重點是考察金融改革對收入不平等的影響，作為收入不平等的衡量指標基尼系數成為研究的關鍵環節。采用的基尼系數的數據來自于the Standardized World Income Inequality Database Version 4.0。2.金融改革指數。本文采用的金融改革指標來自Abiad et a1.（2008）建立的金融改革數據庫[28]，其計算的金融改革指數涵蓋金融改革涉及的信貸控制、利率控制、金融市場準入壁壘、銀行監管、銀行私有化程度、資本開放程度和證券市場等7個方面，能夠比較全面反映各地區的金融改革情況②。他們對金融改革的7個方面分別進行評分，分數控制在0～3之間，而后將7個方面的評分進行算術平均得出金融改革綜合指標，并將金融改革變量標準化在（0，1）之間，分數越接近1表示金融改革成效顯著，金融抑制程度低；反之，分數越趨于0表示金融改革成效不顯著，金融抑制程度高，其中1表示完全金融自由，0表示為完全金融抑制。3.控制變量。（1）政府財政支出（GB）。使用政府財政支出占GDP比重來表示一國或地區對經濟活動的干預程度包括對商品和服務的購買與消費，但不包括國防、軍事支出。政府支出通常投資于使私人投資受益的公共基礎設施，尤其使富人會更加富有。同時，政府支出還包括降低收入不平等的政府轉移支付。（2）消費者物價指數（CPI）。是衡量通貨膨脹的主要指標之一，如果消費者物價指數升幅過大，表明通貨膨脹已經成為經濟不穩定和收入不平等的因素。已有實證研究顯示，通貨膨脹與收入不平等之間存在正相關關系（Al-Marhubi Fahim，2000）[29]。相對窮人，富人可利用更多的金融工具緩解通脹沖擊。（3）經濟發展水平（GDP）。以人均國民生產總值增長率來衡量一國或地區經濟發展水平。人均國民生產總值增長變化對收入不平等的影響更為復雜，但長期表現人均國民生產總值有助于降低收入不平等，預期符號為負。（4）社會撫養比（AD）。是被撫養人口（15歲以下或64歲以上人口）與勞動年齡人口（15～64歲人口）之比，數據體現為每百名勞動年齡人口中被撫養人口所占的比例。因此，撫養比值越高，家庭負擔越重，可能會增加一國的收入不平等。（5）教育支出（EU）。使用教育支出總額占GDP的比例來衡量對人力資本的投資。更多的教育投入意味著投資于人力資本更多，人力資本的提升會提高人們的生產效率，特別是低收入者的勞動生產率，從而使他們能夠獲得更好的工資待遇。表1列出了主要變量的描述性統計指標。這里收集了包括中國在內55個新興市場國家和地區1981～2005年的非平衡面板數據，共計1060個觀測值，其研究范圍覆蓋歐洲、亞洲、美洲和非洲。其中，包括12個歐洲國家、15個南美國家、11個非洲國家、16個亞洲國家（地區）。四、實證及其結果分析首先，將金融發展水平按照從小到大順序排列，去除兩端5%的數值，以保證每個區制至少包含5%的數據。排序后的數據依次作為門限值進行回歸估計，遵循Arellano and Bover（1995）[31]的研究，使用內生變量的滯后項作為工具變量進行2OLS回歸，最小殘差平方和所對應的數值即為門限估計值。然后，構建Wald統計量進行門限效應檢驗。通過1000次自助抽樣，得到統計量的顯著性水平。相關統計結果見表2③。檢驗結果表明金融融改革對收入不平等影響存在門限效應，門限估計值為0.6310，模型門限效應非常顯著，以該門限值為標準可分為不同的區制。單變量檢驗結果表明：金融改革水平、人均GDP增長率和社會撫養比門限效應顯著，系數估計值的區制依賴性較明顯；而其他解釋變量的門限效應不顯著，系數估計值具有區制獨立性。根據檢驗結果，使用兩步差分廣義矩法重新估計模型，估計結果見表3。由動態面板門限模型估計結果可知：以金融改革為模型門限變量，以門限估計值0.6310為界將樣本劃分為兩個區制，不同區制下金融改革對收入不平等影響明顯不同。金融改革系數的符號在低于門限值0.6310時顯著為正，金融改革與收入不平等是正相關的，金融改革加深會擴大居民收入差距，增加收入不平等程度；而在高于門限值0.6310時顯著為負，金融改革與收入不平等是負相關的，金融改革深化會縮小居民收入差距，降低不平等程度，但是金融改革對居民收入差距影響強度明顯弱于低金融改革區制。該結果同時印證了前文的理論模型研究結論：在早期階段，金融改革會惡化收入分配差距，但越過拐點后，隨著金融發展的深化與成熟，收入差距逐漸縮小。此外，從時間角度分析，落入高金融改革水平區制的樣本隨著時間的發展而增多（如表4所示）。1987～1990，只有1～3個新興市場的金融改革水平超過門限值，這主要是由于本文選取非平衡面板數據而造成的；而到1995已有15個新興市場的金融改革水平越過門限值，2004這個數值更是達到43，近80%的新興市場國家金融改革對縮小收入不平等已經發揮正向效應。表明目前新興市場的金融改革與收入不平等的關系正處于倒U型曲線的轉變期，為此，各新興市場國家仍必須根據自身金融改革所處的不同階段繼續深化，發揮其對緩解收入分配不均的積極作用。

從地區角度分析，55個新興市場中，金融改革水平越過門限值的年份數基本上集中在10年（7個新興市場）和9年（5個新興市場），最少的為2年和最多的為20年。具體就各新興市場每年的金融改革水平超過門限值的年分數而言，非洲6個新興市場國家超過了9年，歐洲多于9年的國家有7個，亞洲新興市場中金融改革水平超過門限值的個數為6，而美洲有9個國家超過了9年。盡管各洲新興市場國家或地區金融發展水平差異很大，但總體呈現出上升的趨勢。社會撫養比和人均國民生產總值增長率的系數符號在兩區制下沒有發生變化，但數值有明顯差異，且均比較顯著。社會撫養比的系數符號為正，撫養比的系數由低于門限的0.0543增加為高于門限時的0.1020，社會撫養人口的增加會加重家庭生活負擔，尤其對貧困家庭影響更大，直接加劇了居民收入不平等。GDP的系數符號均顯著為負，表明經濟增長對縮小收入差距有顯著的促進作用，經濟增長是消除收入差距的主要手段。收入不平等滯后項的系數符號顯著為正，說明基尼系數存在一定的時滯效應，上一期的收入不平等狀況會影響到當期收入分配。教育支出的系數符號為負且顯著，國家教育支出的增加會促進窮人人力資本的積累、生產效率和工資的提高致使收入差距的縮小。財政支出對基尼系數的影響系數顯著為負，通過金融改革政府支出也能使窮人受益，再加上政府的轉移性支出，因此，政府支出表現出有利于收入差距縮小。消費者物價指數系數符號顯著為負，說明通貨膨脹是有利于縮小收入不平等。五、結論與政策建議以上構建了內生門限的金融改革與收入不平等理論模型，并基于55個國家非平衡面板數據，以金融改革為門限變量，應用動態面板數據門限模型，考察金融改革與收入不平等之間的非線性效應。研究發現金融改革與收入不平等之間的關系存在非線性門限效應，金融改革的門限值約為0.6310。這意味著金融改革對收入不平等的影響取決于自身金融改革水平的高低。當金融改革水平處在低于門限值時，金融改革對收入不平等的影響為正；當金融改革水平處在高于門限值時，金融改革對收入不平等的影響為負。因此，為縮小居民收入差距，必須推動金融體制的改革和重構，保持超過門限值的最低金融改革水平。放松金融約束以促進金融市場的充分發展，降低低收入者參與金融市場的門檻，使其獲得更多的金融服務以增加其人力資本投資，從而提高工資水平和改善收入分配狀況。在對金融風險可控的前提下，逐步穩妥地推進利率市場化，促進資金的合理流動，加大針對低收入者和小微企業的政策支持力度，創新其融資渠道。同時，完善銀行業信貸結構和資本市場結構，發展多層次的資本市場，降低投資門檻。 注釋：①基尼系數是比例數值，處在0～1之間，是國際上用來綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標，其數值越大預示著國家的收入差距更大；同時基尼系數的降低可能反映為低收入者收入的增加或者高收入階層收入的減少。②由于一國的金融改革涉及金融發展指標的多個方面，如果僅采用其中單一的指標來衡量，則很難全面、準確反映一國或地區的金融改革的實際情況。③本文同樣檢驗了以初始不平等和其他控制變量為門限變量的門限效應，均未發現金融改革對收入不平等的非線性作用，限于篇幅沒有列出相關檢驗結果。參考文獻：[1]Solt， Frederick.Standardizing the world income inequality database[J]. Social Science Quarterly，2009， 90（2）：231-242.[2]Asli DemirgucKunt， Levine R. Finance and inequality：theory and evidence[R].Policy Research Working Paper Series，No.4967，2009.[3]Galor Oded， Joseph Zeira. Income distribution and macroeconomics[J].Review of Economic Studies，1993，60：35-52.[4]Clarke G， Lixin C. Xu， Hengfu Zou. Finance and income inequality：test of alternative theories[R].World Bank Policy Research Working Paper，2003.[5]Beck Thorsten， DemirgüKunt Asli， Levine Ross. Finance，inequality and the poor[J]. Journal of Economic growth，2007，（12）：27-49.[6]Agnello L， Mallick S K， Sousa R M. Financial reforms and income inequality[J]. Economics Letters， 2012， 116（3）：583-587.[7]Jie Li， Han Yu. Income inequality and financial reform in asia： the role of human capital[J]. Applied Economics， 2014， 46（24）：2920-2935.[8]Maurer N Haber. Related lending and economic performance：evidence from mexico[J].Journal of Economic History，2007，（67）：551-581.[9]Arestis， Philip， Caner， Asena.Financial liberalization and poverty：channels of influence[R]. Levy Economics Institute Working Paper No. 411，July 2004.[10]Agnello L， R M Sousa. How do banking crises impact on income inequality？[J]. Applied Economics Letters，2012，19（15）：1425-1429.[11]葉志強，陳習定，張順明.金融發展能較少城鄉收入差距嗎？來自中國的證據[J].金融研究，2011（2）：42-56.[12] 劉玉光，楊新銘，王博. 金融發展與中國城鄉收入差距形成基于分省面板數據的實證檢驗[J].南開經濟研究，2013（5）：50-59.[13]何靜.金融發展與收入不平等關系的再檢驗基于1960～2012年跨國數據的實證分析[J]. 現代財經，2014（10）：46-54.[14]葉凡，鄒東濤，苑西恒.經濟金融化對我國城鄉收入差距的差異化影響基于1978～2013年省級面板數據的分析[J].當代經濟科學，2015（6）：61-68.[15]Greenwood Jeremy， Jovanovic Boyan. Financial development growth，and the distribution of Income[J]. Journal of Political Economy，1990，98（5）：1076-1107.[16]Aghion P， Bolton P.A theory of trickledown growth and development[J]. Review of Economic Studies，1997，64（2）：151-172.[17]Matsuyama. Financial market globalization and endogenous inequality of nations[R]. Northwestern University，Center for Mathematical Studies in Economics and Management Science， Discussion Papers 1300，2000.[18]胡宗義，劉亦文.金融非均衡發展與城鄉收入差距的庫茲涅茨效應研究基于中國縣域截面數據的實證分析[J].統計研究，2010，（5）：25-31.[19]楊楠，馬綽欣.我國金融發展對城鄉收入差距影響的動態倒U演化及下降點預測[J].金融研究，2014，（11）：175-190.[20]Holmstrom B and J Tirole. Financial intermediation，loanable funds，and the real sector [J].The Quarterly Journal of Economics，1997，112（3）：663-691.[21]劉純彬，桑鐵柱.農村金融發展與農村收入分配：理論與證據[J].上海經濟研究，2010，（12）.[22]李志陽，劉振中.中國金融發展與城鄉收入不平等：理論和經驗解釋[J].經濟科學，2011，（6）.[23]徐寬.基尼系數的研究文獻在過去八十年是如何拓展的[J].經濟學季刊，2003，（3）：757-778.[24]DANG.Asymmetric capital structure adjustments： new evidence from dynamic panel threshold models[J].Journal of Empirical Finance ， 2012，19（4） ：456-482.[25] Anja Baum，Cristina ChecheritaWestphal，Philipp rother. debt and growth：new evidence for the euro area[J]. Journal of International Money and Finance，2013，（32）： 809-821.[26]Stephanie Kremer，Alexander Bick and Dieter Nautz. Inflation and growth：new evidence from a dynamic panel threshold analysis[J]. Empirical Economics，2013，44（2）： 861-878.[27]Hansen B. E. Threshold effects in nondynamic panels：estimation，testing，and Inference[J]. Journal of Econometrics，1999，（93）：345-368.[28]Abiad A， Detragiache E， T Tressel. A new database of financial reforms[R]. IMF Staff Papers，2008，57（2）：281-302.[29]AlMarhubi Fahim. Export diversification and growth： an empirical investigation[J]. Applied Economics Letters，2000，7（9）：559-562.[30]Janvry Alain de and Elisabeth Sadoulet. growth，poverty，and inequality in latin america：a causal analysis， 1970-94[J]. Review of Income and Wealth，2000，46（3）：267-287.[31]Arellano M， Bover O. Another look at the instrumental variables estimation of error -components models[J]. Journal of Econometrics，1995，68：29-51.endprint