综述
韩朝华教授来到天则第347次双周，用回归模型从实证角度分析了中国民营化的财政动因。研究沿着时间轴对这批企业的绩效指标做改制前后的纵向比较。研究数据来自对全国不同地区不同行业145家企业的问卷调查。用纳税水平作为企业绩效指标的工具变量。
回归中分别采用了两个因变量：
⑴ 总纳税额（数值变量）：它是企业应交增值税和应交所得税之和。这个变量反映企业的纳税水平，因而也反映政府的财政收入水平。
⑵ 人均总纳税额（数值变量）：它是企业总纳税额与企业从业人数之比。我们用这个变量来反映企业的创税效率。
解释变量如下：
⑴ 改制后期间（哑变量）：按每个企业的改制年份，从改制当年的下一年起往后各年取值1，改制当年起往前各年取值0。按我们的理论假设，这个变量的估计系数应为正值。
陆挺、刘小玄（2005）和宋立刚、姚洋（2005）所采用的改制后期间哑变量都是将企业自改制当年起往后各年取值1，其余年份取值0。这是假设企业的产权重组会在当年就对绩效产生显著影响。这是值得商榷的。我们认为，一般来讲，企业的产权重组很难在当年就显著影响企业的行为和绩效，所以我们的改制后期间是从改制发生当年的下一年起计算。
变量⑵至变量⑺是一组按改制方式细分的改制后期间哑变量，目的在于更细致地考察不同改制方式对企业纳税水平的影响。其赋值原则与变量⑴相同。
⑵ 股份化改制后期间（哑变量）：指单纯的股份化改制。
⑶ 企业全体成员集体收购后期间（哑变量）：企业全体成员集体收购企业产权的改制，不包括企业经理层收购企业产权的改制。
⑷ 外部私有资本收购后期间（哑变量）：指国内私有企业或个人收购企业产权的改制。
⑸ 与外商合资后期间（哑变量）：指由外商（含港澳台商）投资或收购产权的改制。
⑹ 企业经理层收购后期间（哑变量）：指由经营班子集体或企业经营者个人收购企业产权的改制。
⑺ 其他方式改制后期间（哑变量）：指上述五种重组方式以外的其它方式，如租赁经营、委托经营、承包经营等等。
⑻ 公有资本比率（数值变量）：企业资本中国家资本和集体资本合计所占的比率。所以需要这个变量，是考虑到即使企业通过产权重组实现了产权多元化，仍可能不同程度地保留部分公有资本。而公有股权在企业资本中所占比例的大小会影响企业的治理结构和行为倾向，因而有必要予以控制。这个变量的预期估计系数为负值。
⑼ 总纳税额t-1（数值变量）：这是第一个因变量（总纳税额）的滞后一年数据序列。我们的回归中需要这一解释变量的理由在于中国税务系统的行为特征。在分析企业的纳税水平时，不能只考虑中国的法定税率和企业的年度经营状况，而需要控制其上一年的纳税水平。这个变量的预期估计系数应是正值。
⑽ 人均总纳税额t-1（数值变量）：它是第二个因变量（人均总纳税额）的滞后一年数据序列，用于以人均总纳税额为因变量的回归方程。
⑾ 改制后年数（数值变量）：这是一个时间趋势变量，即从企业改制后第一年起至2004年的各年依次取值1、2、3、……，以分别标示改制后第1年、改制后第2年、改制后第3年、……。采用这个变量的考虑是，企业改制对企业纳税水平的影响可能会随时间的长短而变化。
⑿ 改制后年数平方项（数值变量）：这是变量⑾的平方项。设置这个变量的理由是我们猜测，改制对企业纳税水平的影响在时间上可能是非线性的。变量⑾和变量⑿的估计值符号无法预测。
⒀ 增加值（数值变量）：企业的增值税以增加值为对象征收，所以回归方程中需要以增加值为解释变量。
⒁ 利润总额（数值变量）：企业的所得税以企业利润额为征收对象，所以回归方程中要以利润总额为解释变量。
⒂ 固定资产净值年均余额（数值变量）：企业投入要素，反映企业运营规模。
⒃ 从业人数（数值变量）：企业投入要素，反映企业运营规模。
⒄ C：截距项。
除了上述因素外，样本企业还有一些不随时间变化的个体特征可能影响企业的纳税水平，如企业所在地区、所属行业等等。这类因素在理论上被称为"个体固定效应"（individual fixed effects）。为了控制这类因素的影响，回归采用了最小平方哑变量模型（Least squares dummy variables model, LSDV ）。这是面板数据回归中的一种方法，它给每一个横截面设置一个哑变量以控制个体固定效应。另外，模型中含有由滞后因变量构成的自变量，因而是一个动态模型，为解决由此而来的自变量内生性问题，在估计方法上采用了可行广义最小二乘法（feasible GLS, FGLS）。最后，所用数据中，凡是数值数据都用国家统计局公布的相关价格指数进行了缩减。
采用总纳税额作为因变量的回归结果显示：产权重组确实显著提高了企业的纳税水平；总纳税额t-1在模型中的估计系数都为正值，且通过了1%显著性水平的检验，说明这批企业的年度纳税水平的确与其上年纳税水平高度相关；公有资本比率与企业的纳税水平之间至少没有正相关性，甚至还可能有负相关性；产权重组对企业纳税水平的时间效应具有非线性趋势的特征，这意味着改制后最初几年里企业的纳税水平趋低，然后又会转入上升；剩下四个控制变量（增加值、利润总额、固定资产净值、从业人数）的估计系数都为正值且都具有很高的统计显著性，但是它们偏小的估计系数又显示这几个变量在解释企业纳税水平上的经济显著性较低。
采用企业人均纳税额作为因变量的回归结果与采用总纳税额作为因变量的回归结果态势基本相似全体样本企业在改制后的人均纳税水平都比改制前有显著提高；人均总纳税额t-1的系数符号与总纳税额回归模型中总纳税额t-1的结果一致且在统计上高度显著，这再次显示了中国企业年度纳税额与上年纳税水平间的强正相关性；公有资本比例的估计系数依然为负值但统计显著性大大提高，这意味着公有资本比率高的企业在创水效率上并无优势；在人均纳税水平上，改制后年数的非线性时间趋势效应变得模糊；增加值、利润总额、固定资产净值的估计系数与总纳税额回归的结果基本一致，只是其统计显著性与经济显著性的背离变得更为突出。
最后的结论是民营化重组的确显著提高了改制企业的纳税水平。这为中国民营化过程的财政收入动因说提供了基于企业数据的直接证明。中国公有企业的民营化并非源于某种意识形态的考虑，也不是简单照搬国外理论的结果，而是中国政策制定者在竞争压力下为追求财政收入最大化而做出的现实选择。
