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1.GDP与企业投资的数量关系 我们用日本内阁府发表的数据（见表7-2）对式（3）做实证分析，为消除异方差，我们先将两组数据取自然对数，然后对数据平稳性做检验，单位根检验数据见表7-3。 表7-2 日本的GDP、企业投资、消费与出口 续表 续表 表7-3 ADF单位根检验结果 变量的ADF单位根检验结果表明理论模型中涉及的变量投资、消费和出口都是一阶单整序列。由于被解释变量是平稳序列，两个解释变量是同阶单整序列，根据协整理论，如果变量没有协整关系，则普通最小二乘法回归结果是伪回归（虚假回归）。因此回归之前要判断解释变量之间的协整性，有协整关系才可用普通最小二乘法，否则需要另行处理，协整检验结果如表7-4所示。 表7-4 协整检验结果 协整检验结果表明在1%的显著水平上变量之间具有协整关系，因此按照计量经济基本理论可以直接运用普通最小二乘法进行回归。修正理论函数（3），建立双对数模型，回归结果如下： lnYt=0.45lnIt+0.34lnIt-1+0.39lnIt-3 （t=5.94）（t=5.01）（t=5.99） R2=0.993 DW=1.488 ar（1）=0.894（t=38.66） （5） 式（5）各项指标都反映出模型效果是显著的，可以说明日本当期总产出受当期企业投资、滞后一期（年）投资和滞后三期投资的影响，证实了式（3）的逻辑讨论结果。 2.企业投资长期影响因素实证分析 用日本内阁府公布的数据，我们拟合了几个方程，发现无论银行利率还是有价证券收益率（用国债收益率替代）都不显著，资本产出比也不显著。这样的数量关系大概可以说明以下问题。第一，野口悠纪雄关于日本储蓄过剩的结论是可以得到长期经验支持的，即在日本“主办银行”制度下，企业投资过程中的融资并不是问题。第二，长期中，日本的资本存量没有达到影响投资流量的程度，经验并不支持野口悠纪雄的这一结论或揣测，即使短期中有一定影响，也不应视为某种规律。于是，我们将模型中的利率和资本产出比两个变量删除，用消费和出口——野口悠纪雄的收益期望——来解释日本企业的投资。 为消除异方差，我们先将消费和出口两组数据取自然对数，然后对数据平稳性做检验，检验数据见表7-5。 表7-5 ADF单位根检验结果 企业投资、消费、出口三组数据协整检验结果如表7-6所示。 表7-6 企业投资、消费、出口三组数据协整检验结果 协整检验结果表明在5%的显著水平上变量之间具有协整关系，修正理论函数（3），即删除i和K/Y之后，建立双对数模型，回归结果如式（6）所示。 lnI=0.582lnC+0.345lnEX+［MA（1）=1.08］+［MA（2）=0.59］ （t=11.78）（t=5.91）（t=14.94）（t=8.16） R2=0.99 DW=1.56 （6） 实证结果表明，野口悠纪雄论及的“收益期望”因素与日本企业投资之间的关系长期中是显著的。通俗地说，日本企业在决定是否投资时，融资不是问题，资本存量也没有过剩到影响新增投资的程度，投资后生产的产品能不能在国内外市场上卖出去，从而能不能获利，是影响企业家投资决心的最重要影响因素。模型的可决系数为0.99，说明方程拟合优度甚高，几乎可以完全解释企业投资的变动。 在经济分析和决策过程中，我们需要了解被解释变量对各个解释变量的敏感性，比较各个解释变量的相对重要性。双对数方程系数是解释变量的弹性，即被解释变量对解释变量的敏感性。回归系数表明：国内最终消费每增长1%，企业投资就平均增长0.582%；出口每增长1%，企业投资就平均增长0.345%。两个解释变量比较，企业投资对国内最终消费的反应比出口更为敏感。一个解释变量对被解释变量的敏感性不能等同于重要性，考察解释变量的重要性需要用Beta系数方法分析，我们来观察一下Beta系数。 由于偏回归系数与变量的原有单位都有直接的联系，单位不同，彼此不能直接比较。为此，可以将偏回归系数转换为Beta系数，其公式如下。 式（7）中，为Beta系数；为第j个解释变量的估计系数；为第j个解释变量的标准差；SY为被解释变量的标准差；xj为第j个解释变量的离差；y为被解释变量的离差。Beta系数就是按照解释变量的标准差与被解释变量的标准差之比对估计的斜率系数进行调整，其数值与测定变量时的单位无关，因此可以直接比较，用以确定计量模型中解释变量的相对重要性。经计算，国内最终消费lnC的Beta系数为0.418，出口lnEX的Beta系数为0.461。可见，在日本企业投资计量模型中，国内最终消费和出口两个解释变量的重要程度差距不大，出口的重要程度超出国内最终消费大约10%。 上述分析结论属长期性质的，短期内不排除其他因素有短暂的影响。
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