基于空間動態(tài)面板數(shù)據(jù)的地方財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析_以廣東省為例

1、經(jīng)濟(jì)分析財政研究2010年第7期財政科技投入雖然具有明顯的地域特征,但是科技成果的轉(zhuǎn)化往往超越了地理區(qū)域向鄰近地區(qū)擴(kuò)散,因此地方財政科技投入產(chǎn)出具有明顯的空間溢出效應(yīng)。未納入空間相關(guān)因素的經(jīng)濟(jì)模型通常是有偏的,采用空間經(jīng)濟(jì)計量模型融入了地方財政科技投入產(chǎn)出對其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響,模型具有更強(qiáng)的解釋力。而由相同截面構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)結(jié)合了橫截面和時間序列的優(yōu)點(diǎn),既考慮了個體差異和時間因素,又避免了解釋變量的遺漏問題,因此,采用面板數(shù)據(jù)將更能準(zhǔn)確反映財政科技投入對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響。基于此,本文利用廣東省21個市20002007年的空間面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析,應(yīng)用空間動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來進(jìn)行研究,分析財政科

2、技投入對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響以及地理溢出效應(yīng),為廣東省制定財政科技政策提供理論依據(jù)和經(jīng)驗證據(jù)。一、理論模型及變量說明(一理論模型。一個地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系可以用柯布道格拉斯(Cobb -Douglas方程式表示:Y=AK L (1上述C-D 生產(chǎn)函數(shù)在解釋生產(chǎn)過程中只考慮了兩個生產(chǎn)要素,即資本和勞動力,隨著科學(xué)技術(shù)的快速發(fā)展,科技投入(主要是R&D 的投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用越來越明顯,在研究生產(chǎn)過程中忽略能源的影響將會產(chǎn)生很大的誤差,所以有必要對C-D 生產(chǎn)函數(shù)加以改進(jìn)。羅默(1986認(rèn)為,封閉經(jīng)濟(jì)包括三個部門:最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門和研發(fā)(R&D部門。經(jīng)濟(jì)中非熟練勞動力和人力資本總量是固定

3、的,人力資本既可以投入到最終產(chǎn)品部門,也可以在研發(fā)部門從事基礎(chǔ)研究和應(yīng)用技術(shù)的開發(fā),R&D 活動是整個社會經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)運(yùn)行的引擎,可以用擴(kuò)展的C-D 生產(chǎn)函數(shù)來描述:Y=AK L Z e (2式中,Z 為財政科技投入變量,且Z =(h,R&D ,ln h *ln R&D 與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)?？紤]數(shù)據(jù)的可比性和經(jīng)濟(jì)學(xué)意義,我們對所采用的變量都取對數(shù)形式,具體如下:ln y =0+1ln k +2ln l +3ln h +4ln R&D +5ln h *ln R&D +(3k 為可比價固定資產(chǎn)投資總額,l 代表從業(yè)人員數(shù),h 表示R&D 人員,R&D 表示地方財政科技投入,以人均國民收入y 為被解釋變

4、量。(二變量說明和數(shù)據(jù)來源。為剔除物價水平變動的影響,y it 通過各市當(dāng)年價格GDP 和以上年為基數(shù)的GDP 指數(shù),推算出不含價格影響的各市人均國內(nèi)生產(chǎn)總值;由于各市固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)數(shù)據(jù)無法獲取,模型中用以上期為基數(shù)的CPI 指數(shù)對固定資產(chǎn)投資總額k it 作了剔除物價水平變動影響的處理;RD it 也經(jīng)過與k it 相同的處理。為消除變量之間的可能存在的異方差,將所有變量都進(jìn)行對數(shù)化處理,分別用ln y it 和ln k it 等表示。樣本選擇了廣東省21個市為研究對象,包括:廣州、深圳、珠海、汕頭、佛山、韶關(guān)、河源、梅州、惠州、汕尾、東莞、中山、江門、陽江、湛江、茂名、肇慶、清遠(yuǎn)、潮

5、州、揭陽和云浮。樣本區(qū)間為20002007年,所有數(shù)據(jù)均根據(jù)20012008年的廣東省統(tǒng)計年鑒以及各市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理得到。二、面板數(shù)據(jù)模型檢驗(一面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗的方法主要有Levin 、Lin 和CHU(2002提出的LLC 檢驗方法。Im 、Pesearn 、Shin(2003提出的IPS 檢驗,Maddala 和Wu(1999、Choi (2001提出的ADF 和PP 檢驗等。為了克服一種檢驗方法所帶來的偏差,同時考慮Eviews 軟件的可操作性,我們選擇以上四種方法對各面板數(shù)據(jù)變量及其一階差分變量進(jìn)行單位根檢驗,以便我們進(jìn)行對比和驗證檢驗結(jié)果。檢驗結(jié)果

6、如表1所示。上述所有變量的單位根檢驗中都帶有截距項。對于每個變量滯后長度的選擇,采用了修正的AIC 準(zhǔn)則,自動選擇最大的滯后長度。從表1的結(jié)果可以看出,ln y it 和ln k it 、ln l it 、ln h it 、ln h it *ln RD it 在5%水平不平穩(wěn),經(jīng)一階差分后,各變量均在5%的水平上拒絕原假設(shè),可以認(rèn)為,ln y it 和ln k it 、ln l it 、ln h it 、ln h it *ln RD it 均為一階差分平穩(wěn)變量。(二面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。由表2的面板協(xié)整檢驗結(jié)果可知:除了Panel 之外的Pedroni 協(xié)整檢驗的6個持,在此表示感謝?；诳臻g動態(tài)

7、面板數(shù)據(jù)的地方財政科技投入與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析以廣東省為例盧金貴余可檢驗值P 值Cross-section random 271.90780.0000表3F 檢驗Panel Data 的協(xié)整統(tǒng)計檢驗統(tǒng)計量Kao 協(xié)整檢驗t 統(tǒng)計量P 值A(chǔ)DF -4.36320.0000表2Pedroni 協(xié)整檢驗結(jié)果注:小概率P 值為對應(yīng)單位根檢驗統(tǒng)計量的顯著水平。變量檢驗方法檢驗統(tǒng)計量及對應(yīng)的P 值LLC IPS ADF PP ln Y it檢驗統(tǒng)計量1.0000 1.0000 1.0000 1.0000ln Y it檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計量1.5556檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計量檢驗統(tǒng)計

8、量檢驗統(tǒng)計量0.00000.00140.00030.0000注:P 值為對應(yīng)單位根檢驗統(tǒng)計量的顯著水平。表1變量的面板單位根檢驗結(jié)果統(tǒng)計量與Kao 協(xié)整檢驗的ADF 統(tǒng)計量均在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè),表明ln y it和ln k it 、ln l it 、ln h it 、ln h it *ln RD it 之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。(三Hausman 檢驗。1.Wald-F 檢驗。由表3可知,F 檢驗的顯著性檢驗結(jié)果表明小概率p 值小于5%的顯著性水平臨界值,因此拒絕原假設(shè),選取變截距模型。2.Hausman 檢驗。由表4中Hausman 檢驗結(jié)果可見,小概率p 值小于5%的顯著性水平臨界

9、值,因此拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型的系數(shù)與固定效應(yīng)模型的系數(shù)沒有差別的原假設(shè),應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。三、空間面板數(shù)據(jù)模型(一模型設(shè)置。結(jié)合前面面板數(shù)據(jù)的Wald-F 檢驗和Hausman 檢驗,我們使用空間固定效應(yīng)模型。設(shè)sF 為N 1維空間固定效應(yīng)列向量,即sF =(1,2,N T ,則對應(yīng)于每個觀測值的空間和時間固定效應(yīng)列向量可表示為:=i T sF ,其中i T 為元素全為1的T 1維列向量。依據(jù)本文所研究的理論基礎(chǔ),我們設(shè)置如下兩個模型:固定效應(yīng)空間面板滯后模型(F -SARPanel:ln y it =(I T W N ln y it +1ln k +2ln l +3ln h +4ln R&D

10、+5ln h *ln R&D +(4固定效應(yīng)空間面板誤差模型(F-SEM -Panel:ln y it =+1ln k +2ln l +3ln h +4ln R&D +5ln h *ln R&D +=(I T W N +(5其中,y it 代表廣東省各市人均國內(nèi)生產(chǎn)總值RGDP 。控制變量向量(包括常數(shù)項具體包括各市固定資產(chǎn)投資總額k it ;各市從業(yè)人員人數(shù)l it ,即勞動力投入(扣除了人力資本h it ;財政科技投入變量包括人力資本h it ,即R&D 人員,我們用科學(xué)家與工程師作為代理指標(biāo);各市財政科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入RD it ;指標(biāo)ln h it *ln RD it 代表科技人員與財政

11、科技投入的交叉乘積項,表明科P 值Cross-section random0.0000Chi-Sq.Statistic48.80244表4Hausman 檢驗統(tǒng)計表變量空間面板滯后模型(F-SARPanel 空間面板誤差模型(F-SEMPanel 參數(shù)T 檢驗值參數(shù)3.0139(I T W N ln y it0.1399*3.1774(I T W N 0.5040*2.5861Adj R 26.34488.6627表7二分權(quán)重下空間面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果注:“*”、“*”和“*”分別表示顯著性水平1%、5%和10%下顯著。技人員利用財政科技投入所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益。為變量系數(shù)矩陣,和分別為空間自回歸系數(shù)

12、和空間自相關(guān)系數(shù),為誤差成分。在一維誤差分解模型中=i +it ,或=t +it ;在二維誤差分解模型中,=i +t +it ,i IID (0,w i 2、t IID (0,i 2以及it IID (0,it 2。t 和i 分別表示時間維度與截面維度,I T 為T 維單位時間矩陣,W N 為N N 的空間權(quán)重矩陣(N 為地區(qū)數(shù),本文分別采用二分權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣來描述。(二空間權(quán)重設(shè)計。模型空間權(quán)重W N 的設(shè)定是空間計量模型的關(guān)鍵,也是地區(qū)間空間影響方式的體現(xiàn)。本文采用二分權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣來分別對模型進(jìn)行描述。1.二分權(quán)重矩陣。二分權(quán)重矩陣遵循的是Rook 相鄰判定規(guī)則,即兩個地

13、區(qū)擁有共同邊界則視為相鄰。矩陣W 的設(shè)定方式如下:主對角線上的元素為0,如果i 地區(qū)與j 地區(qū)相鄰,則W ij 為1,否則為0。W 經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化處理,用每個元素同時除以所在行元素之和,使得每行元素之和為1。2.經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣。但是,相鄰地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系并非完全相同,因此,林光平(2005在二元權(quán)重矩陣的基礎(chǔ)上設(shè)置了經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣,其形式為:W *=W *E 。事實上,相對于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)而言,落后地區(qū)對發(fā)達(dá)地區(qū)的影響力度較小,而發(fā)達(dá)地區(qū)能夠?qū)χ車浜蟮貐^(qū)產(chǎn)生更大的輻射力和吸引力,即有更強(qiáng)烈的空間影響力,因此,本文將重新設(shè)置經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣,以便更好地模擬地區(qū)間現(xiàn)實存在的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性。文章通過計算考察期

14、間各地區(qū)實際GDP 占所有地區(qū)實際GDP 之和比重的均值來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的高低,并假設(shè)經(jīng)濟(jì)實力強(qiáng)的地區(qū)對周圍地區(qū)產(chǎn)生的空間影響力就大,反之就弱(陳曉玲和李國平,2006。經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣(W 是地理空間權(quán)重w 與各地區(qū)GDP 所占比重均值為對角元的對角矩陣的乘積,具體形式為:W=w *diag y 軃1y 軃,y 軃2y 軃,y軃n y 軃軃軃(6其中y 軃i =1t 1-t 0+1t 1t=t 0y it,y 軃=1N(t 1-t 0+1t 1t=t 0Ni=1y it 。(三空間自相關(guān)檢驗與模型選擇。1.地理相鄰權(quán)重矩陣下的模型檢驗。檢驗結(jié)果見表5。2.經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣下的模型估計。檢驗結(jié)果

15、見表6。從表5和表6中的P 值可見,兩種權(quán)重條件下,空間相關(guān)性Moran s I 、LMerr 、LMsar 、Lratios 、Walds 等空間相關(guān)性檢驗的小概率P 值都小于5%的臨界值,表明模型的空間相關(guān)性非常顯著,說明如果選擇普通面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)置是有偏的,應(yīng)該選擇空間面板數(shù)據(jù)模型,其中經(jīng)濟(jì)權(quán)重的空間計量模型更顯著一些。依據(jù)Anselin和Rey (1991利用蒙特卡羅實驗方法證明結(jié)果,如果LMsar (或LMerr 比LMerr (或LMsar統(tǒng)計量更顯著,那么恰當(dāng)?shù)哪Ｐ褪强臻g滯后模型(或空間誤差模型。結(jié)果表明,Lmsar 和Lmerr 統(tǒng)計量都通過1%的顯著性檢驗,但是從數(shù)值上比較

16、無論在地理權(quán)重還是經(jīng)濟(jì)權(quán)重下Lmerr 檢驗更顯著一些,因此選擇空間滯后模型都更為可靠。四、模型估計結(jié)果與分析(一二分權(quán)重矩陣的模型估計。模型(4與模型(5估計結(jié)果如表7所示。面板數(shù)據(jù)模型中加入空間相關(guān)性之檢驗方法檢驗值臨界值19.82696.63500.0000表5二分權(quán)重空間相關(guān)性檢驗檢驗方法檢驗值臨界值9.54856.63500.0020表6經(jīng)濟(jì)權(quán)重空間相關(guān)性檢驗變量空間面板滯后模型(F-SARPanel 空間面板誤差模型(F-SEMPanel 參數(shù)T 檢驗值參數(shù)4.9491(I T W NT ln y it 0.0270*3.2111(I T W NT 0.0830*5.2205Adj

17、 R 22.09583.2066注:“*”、“*”和“*”分別表示顯著性水平1%、5%和10%下顯著。表9經(jīng)濟(jì)權(quán)重下空間計量模型估計結(jié)果地區(qū)地區(qū)地區(qū)8.5289陽江8.4634云浮8.0731表10經(jīng)濟(jì)權(quán)重下空間面板滯后模型的各地區(qū)固定效應(yīng)系數(shù)地區(qū)地區(qū)地區(qū)7.7977陽江7.6649云浮7.9189表8二分權(quán)重下空間面板滯后模型的各地區(qū)固定效應(yīng)系數(shù)后,地區(qū)間的差異仍然存在,這體現(xiàn)在不同的個體固定效應(yīng)值i 上。針對表7中空間面板滯后模型,表8給出了各市個體固定效應(yīng)值。SARPanel 回歸結(jié)果顯示周邊鄰近區(qū)域?qū)τ诒緟^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了積極正面的影響,如果相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)“平均”增長1%將拉動本地區(qū)0.

18、1399%的經(jīng)濟(jì)增長,且高度顯著,說明來自鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長確實對本地經(jīng)濟(jì)增長有重要的作用,預(yù)示與高經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)相鄰的地區(qū)在經(jīng)濟(jì)增長中受益。空間面板誤差模型(F-SEMPanel 的空間誤差項(I T W NT 回歸結(jié)果也是顯著的(5%的顯著性水平。表7還顯示,各市財政科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長作用顯著,兩個模型的彈性系數(shù)分別達(dá)到到0.1%左右;空間面板滯后模型和空間面板誤差模型二分權(quán)重下的其他回歸結(jié)果基本上是一致的,以科學(xué)家和工程師為代表人力資本對廣東省各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)顯著,并且人力資本與政府財政科技投入的交叉乘積項對經(jīng)濟(jì)增長的作用也顯著,說明科技投入必須要和人才政策有機(jī)結(jié)合起來,

19、才能夠創(chuàng)造社會經(jīng)濟(jì)效益拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長;固定資產(chǎn)投資總額對于廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的且非常顯著,這表明廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對于固定資產(chǎn)投資具有很大的依賴性,經(jīng)濟(jì)增長主要靠有形要素的投入,整個經(jīng)濟(jì)發(fā)展還處在初級階段;各市從業(yè)人員對于廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)向顯著的,這個結(jié)果似乎很難解釋,我們認(rèn)為廣東省各地區(qū)外來務(wù)工人員較多,工作崗位變動隨機(jī)性大,給各地區(qū)的統(tǒng)計工作帶來很多麻煩,因此造成這樣的矛盾結(jié)果。從各個地市回歸的固定值看,廣州、深圳和珠海等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的值較大,其他地區(qū)相對較小,但是總體差距不大。(二經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣下的模型估計。模型(4與模型(5估計結(jié)果如表9所示。同樣,在加入空間相

20、關(guān)性以后,針對表9中空間面板滯后模型,表10給出了各市之間的差異情況。設(shè)置與經(jīng)濟(jì)權(quán)重的設(shè)置效果相當(dāng),但是都優(yōu)于一般面板數(shù)據(jù)模型?？臻g面板滯后模型(F-SARPanel 回歸結(jié)果顯示周邊鄰近區(qū)域?qū)τ诒緟^(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了積極正面的影響,如果相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)“平均”增長1%將拉動本地區(qū)0.027%的經(jīng)濟(jì)增長,且顯著性水平達(dá)到1%,說明來自鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長確實對本地經(jīng)濟(jì)增長有重要的作用,預(yù)示與高經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)相鄰的地區(qū)在經(jīng)濟(jì)增長中受益,各地區(qū)受到經(jīng)濟(jì)擴(kuò)散效應(yīng)的影響大于經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)。空間面經(jīng)濟(jì)分析財政研究2010年第7期板誤差模型(F-SEMPanel的空間誤差項(I TW NT回歸結(jié)果也是顯著的(1%的

21、顯著性水平。表9顯示,各市財政科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長作用顯著,兩個模說明地方財政科技投入每增加1%,對地方經(jīng)濟(jì)增長的拉動將達(dá)到0.1%左右,這一點(diǎn)驗證了相鄰二分權(quán)重矩陣的回歸結(jié)論;空間面板滯后模型和空間面板誤差模型經(jīng)濟(jì)權(quán)重下的其他回歸結(jié)果基本上是一致的,以科學(xué)家和工程師為代表人力資本對廣東省各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)顯著,并且人力資本與政府財政科技投入的交叉乘積項對經(jīng)濟(jì)增長的作用也顯著,說明科技投入必須要和人才政策有機(jī)結(jié)合起來,才能夠創(chuàng)造社會經(jīng)濟(jì)效益拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長,這一點(diǎn)也與相鄰二分權(quán)重模型的回歸結(jié)果一致;固定資產(chǎn)投資總額對于廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的且非常顯著,這表明廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)

22、增長對于固定資產(chǎn)投資具有很大的依賴性,經(jīng)濟(jì)增長主要靠有形要素的投入,整個經(jīng)濟(jì)發(fā)展還處在初級階段,結(jié)論與相鄰二分權(quán)重模型的回歸結(jié)果也是一致的。五、結(jié)論本文依據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論,應(yīng)用空間動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究廣東省財政科技投入對各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響,得出的主要結(jié)論是廣東省財政科技投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在較為明顯的空間相關(guān)性,一個地區(qū)的財政科技投入不僅直接顯著地影響當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長,而且對鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長也具有明顯的溢出效應(yīng)。以科學(xué)家與工程師為代理變量的人力資本對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長作用顯著,并且人力資本與財政科技投入的交叉乘積項對經(jīng)濟(jì)增長的作用也十分顯著。依據(jù)實證研究結(jié)論,政策含義是一方面要適度加大各地政府

23、財政科技投入和引進(jìn)科技人才,以此來拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長,另一方面要政府牽頭,采取積極靈活的科研政策鼓勵區(qū)域合作,搭建公共科研基礎(chǔ)共享平臺,促進(jìn)區(qū)域間科技交流與合作。作者單位:中山大學(xué)嶺南學(xué)院廣東商學(xué)院財稅學(xué)院(責(zé)任編輯劉靜武一、引言目前國際上有兩套方法標(biāo)準(zhǔn)用于核算政府財政活動情況:這就是國民經(jīng)濟(jì)核算體系(SNA和政府財政統(tǒng)計體系(GFS。SNA(1993由聯(lián)合國、世界銀行等五大國際組織共同頒布,而GFS(2001由國際貨幣基金組織頒布并實施。國民經(jīng)濟(jì)核算體系(SNA側(cè)重反映整個社會經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況,是進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)分析的基礎(chǔ);政府財政統(tǒng)計體系(GFS側(cè)重反映政府財政管理活動,是國民經(jīng)濟(jì)核算體系(SNA在核算政府財政活動方面的拓展和細(xì)化。兩套核算標(biāo)準(zhǔn)協(xié)調(diào)一致,共同為各個國家的經(jīng)濟(jì)分析、宏觀管理和科學(xué)決策服務(wù)。相對于1986年國際貨幣基金組織頒布的GFS(1986,GFS(2001有了長足的發(fā)展,其在核算政府財政活動方面的方法優(yōu)勢是明顯的。但是,我們依然遺憾地看到,盡管我國國民經(jīng)濟(jì)核算制度與SNA(1993接軌已有十多年之久,然而我國至今依然沒有真正建立并實施與SNA(1993相配套的GFS方案。例如,目前我國采用的政府財政收支統(tǒng)計分類體系是于2007年開始在全國范圍內(nèi)實施的,但這一分類體系實質(zhì)