对于面板数据计量模型（5），如果不随时间变化的省域特征ui与任一解释变量相关，为了消除ui的影响，一般采用固定效应法对模型进行估计。本文中ui表示每个省（直辖市、自治区）所特有的影响企业技术创新产出的因素。固定效应模型考虑了每个观测单元的异质性，允许每个个体的回归方程拥有不同的截距项，在本文即表示每个省（直辖市、自治区）所特有的影响技术创新产出的因素。固定效应模型通常通过最小二乘虚拟变量法（LSDV）进行估计。如果ui与每个解释变量都不相关，则采用随机效应法对模型进行估计，将ui与εit合并为符合误差项。由于扰动项由ui+εit组成，ui的存在使同一个体不同时期的扰动项之间存在自相关。为了消除扰动项中的自相关，通常利用可行广义最小二乘法（FGLS）对模型进行估计。对于模型（5），应该使用固定效应模型还是随机效应模型进行估计，通常采用Hausman检验方法来进行判定。本文利用Stata12.0对前述模型进行估计，计量结果显示在第221页表3和第223页表4中。

首先，对知识生产函数基本模型进行估计（第221页表3中的（1）～（2）），一方面考察R&D经费投入与人力资本投入分别对企业技术创新产出的贡献，另一方面与加入制度环境因素的技术创新产出模型做对比。以新产品销售收入占主营业务收入的比重（NEPR）作为企业技术创新的产出，以科技活动经费占主营业务收入比重（PE）和科技人员占从业人员的比重（PT）作为企业技术创新的投入建立新产品知识生产函数模型。对仅包含PE和PT作为解释变量的新产品生产函数基本模型（1）分别运用随机效应模型与固定效应模型进行估计，得到Hausman检验值为3.62，在给定1%显著性水平下支持随机效应模型（RE）；对又加入控制变量地区GDP增长率（regdp）和地区开放程度（open）的新产品生产函数基本模型（2）分别运用随机效应模型与固定效应模型进行估计，得到Hausman检验值为13.97，在给定1%显著性水平下支持固定效应模型（FE）。第221页表3中的模型（1）和（2）给出了新产品生产函数基本模型的估计结果。

由第221页表3中的（1）可见，PE对企业技术创新产出有显著的正向影响作用且产出弹性为0.396，而PT对企业技术创新产出的影响不显著且产出弹性为0.142。由第221页表3中的模型（2）可见，加入控制变量regdp和open后，PE对企业技术创新产出仍表现为正向的显著影响作用且产出弹性减少为0.291，而PT对企业技术创新产出的影响依旧不显著但表现为反向影响作用。regdp对企业技术创新产出有显著的正向影响作用，而open表现为不显著的反向影响作用。

其次，对加入制度环境因素的新产品生产函数模型进行估计（见第221页表3中的（3）～（5）），以考察制度环境因素对企业技术创新产出的直接贡献。本文分别引入政府与市场的关系（MA）、非国有经济的发展（NS）、要素市场的发育（FM）代表制度环境因素到模型（2），得到纳入制度环境变量的新产品生产函数模型（3）～（5）。利用Hausman检验得到，模型（3）～（5）在给定1%显著性水平下都支持固定效应模型。第221页表3中的模型（3）～（5）给出了纳入制度环境变量的新产品生产函数模型的估计结果。

由第221页表3中的（3）可见，纳入制度环境变量MA后，对于企业技术创新产出的影响作用而言，除了PT依旧表现为不显著的反向作用外，PE、MA、regdp、open均有显著的影响，特别是MA表现为10%水平下的正向显著影响且贡献率为0.0687，说明制度环境能够促进企业技术创新产出的增加。这一结果无论是对于使用MA代表制度环境因素的模型（3），还是对于使用NS和FM代表制度环境因素的模型（4）和（5）而言，都是稳健的，从而证明了制度环境确实存在促进企业基础创新产出的影响作用。接下来，本文将进一步对制度环境对企业技术创新产出的这种正向影响的作用形式进行分析。

第三，对同时加入制度环境因素、制度环境因素与R&D经费投入以及人力资本投入交叉项的新产品生产函数模型进行估计（见第221页表3中的（6）～（8）），一方面考察制度环境因素对企业技术创新产出是否存在间接贡献，另一方面对比制度环境因素对企业技术创新产出的直接影响和间接影响。在模型（3）～（5）的基础上，本文分别引入代表制度环境的不同变量与R&D经费投入的交叉项以及制度环境与人力资本投入的交叉项，得到同时纳入制度环境对企业技术创新产生的直接影响因素和间接影响因素的新产品生产函数模型（6）～（8）。利用Hausman检验得到，模型（6）～（8）在给定1%显著性水平下都支持固定效应模型。第221页表3中的模型（6）～（8）给出了同时纳入制度环境直接影响因素和间接影响因素的新产品生产函数模型的估计结果。

由第221页表3中的（6）可见，同时纳入制度环境因素MA以及制度环境因素与R&D经费投入的交叉项MA×lnPE、制度环境因素与人力资本投入的交叉项MA×lnPT后，PE，PT，MA×lnPE，MA×lnPT，regdp，open对企业技术创新产出均有显著的影响作用，特别是PT对企业技术创新产出转变为显著的负向影响作用，且产出弹性为-1.001，而MA对企业技术创新产出的影响不再显著，说明制度环境是通过对R&D经费投入以及对人力资本投入的作用而间接影响企业技术创新产出的。这一结果无论是对于引入使用MA×lnPE和MA×lnPT代表制度环境交叉项的模型（6），还是对于使用NS×lnPE和NS×lnPT，FM×lnPE，FM×lnPT代表制度环境交叉项的模型（4）和（5）而言，都是稳健的，从而不仅再次证明了制度环境确实存在促进企业技术创新产出的影响作用，而且证明了制度环境对企业技术创新产出的间接作用形式。

最后，综合模型（1）～（8）的估计结果可见，一方面，R&D经费投入对企业技术创新产出有显著的正向影响作用，而人力资本投入对企业技术创新产出有显著的反向影响作用，本文的估计结果也得到了部分文献的印证；另一方面，制度环境对企业技术创新产出具有促进作用，且这种影响是通过交互项的形式产生作用的。因此，接下来本文只引入制度环境的交互项，进一步验证制度环境对企业制度创新产出的贡献程度，第223页表4中的模型（9）～（11）给出了仅纳入制度环境与R&D经费投入的交互项、制度环境与人力资本投入的交互项的新产品生产函数模型的估计结果，以考察制度环境对企业技术创新产出的间接影响作用程度。(www.daowen.com)

运用面板计量模型（5），第223页表4中的（9）～（11）主要考察的是制度环境的交叉项形式对技术创新产出的影响作用估计结果。由模型（9）可以看出，R&D经费投入、人力资本投入、制度环境、地区GDP增长率、地区开放程度对技术创新产出均有显著的影响作用，其中，PE，MA×lnPT，regdp的影响效果为正向促进作用，而PT，MA×lnPE，open的影响效果为反向抑制作用。与模型（9）的估计结果类似，模型（10）、模型（11）的估计结果均表现出相同的显著影响，说明结果是稳健的。第一，对于R&D经费投入和人力资本投入对技术创新产出的影响而言，模型（9）～（11）均表现出R&D经费投入的正向作用效果以及人力资本投入的反向作用效果。第二，对于制度环境与R&D经费投入和人力资本投入的交叉项对技术创新产出的影响而言，模型（9）～（11）均表现出制度环境与R&D经费投入交叉项的反向作用效果以及制度环境与人力资本投入交叉项的正向作用效果。第三，对于控制变量对技术创新产出的影响而言，模型（9）～（11）均表现出地区GDP增长率的正向作用效果以及对外开放程度的反向作用效果。

表3　技术创新产出生产函数及其影响因素估计结果（被解释变量：lnNEPR）

续表

注：*、**、***分别代表参数估计值在1%、5%、10%的置信水平上显著，参数估计值下面（ ）中的数字为t检验值，[ ]内为统计量相应的概率值。

表4　制度环境对技术创新产出的影响程度估计结果（被解释变量：lnNEPR）

注：*、**、***分别代表参数估计值在1%、5%、10%的置信水平上显著，参数估计值下面（ ）中的数字为t检验值，[ ]内为统计量相应的概率值。