新型城镇化与清洁能源消费的双向关联机制及测度 唐礼智.pdf

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双向关联机制及测度*
唐礼智石军夏李雨佳
摘要基于新时代我国新型城镇化建设与清洁能源消费快速发展的双重背景,发掘两者之间共通的可
持续发展内涵。首先从理论层面构建了新型城镇化与清洁能源消费之间的双向关联机制理论模型。然后,基
于新型城镇化评价指标的构建与测度,选取2004—2019年中国30个省市区的数据,采用空间联立方程对新
型城镇化与清洁能源消费的双向关联机制开展实证分析。结论表明本地区新型城镇化发展与清洁能源消费
增长之间存在着显著的双向促进作用,并且新型城镇化发展对清洁能源消费具有更强的正向促进效应在空
间溢出效应方面,新型城镇化呈现正的空间溢出效应,而清洁能源消费表现为负的空间溢出效应从空间交互
效应来看,清洁能源消费对新型城镇化的空间交互效应为负,新型城镇化对清洁能源消费的空间交互效应为
正,对我国东部、中部、西部和东北分区域研究结果也遵循同样的规律。为此,应充分发挥新型城镇化发展对
清洁能源消费的较强正向促进效应,促进区域间清洁能源消费的协同发展。
关键词新型城镇化清洁能源消费双向关联机制空间联立方程
中图分类号F29文献标识码A文章编号1001-8263202208-0027-10
.issn1001-
作者简介唐礼智,厦门大学经济学院教授、博导福建厦门361005石军夏,厦门大学经济学院博士生
福建厦门361005李雨佳,四川大学经济学院助理研究员、博士成都610065
,,
2022年中国《政府工作报告》明确提出要深我国未来经济社会发展的主基调之一。然而碳
入推进以人为核心的新型城镇化,不断提高人民达峰碳中和的深层次问题是能源问题,这其中又
,
生活质量。目前我国的城镇化正由过去的数量以清洁能源推广作为实现“双碳”目标的主导方
,,,
积累转向全面质量提升的新阶段城镇化发展动向。因此围绕新型城镇化战略和双碳目标构建
能依然强劲,已成为拉动国内内需潜力的重要力新型城镇化与清洁能源消费之间相互协同的包容
量和推动经济社会高质量发展的重要切入点,对性发展格局,是推动新时代我国城镇化高质量发
构建新发展格局与促进全体人民共同富裕具有重展的重要选择。
,,
要的战略意义。但是由于我国的城镇化是在人近年来不少国内外学者开展探讨新型城镇
口基数大、人均占有资源有限、生态环境相对脆弱化与清洁能源之间的作用机制。在清洁能源消费
等背景下推进的,与资源环境承载系统之间的矛对新型城镇化的影响方面,一些学者发现清洁能
,
盾比较突出主要表现为能源资源粗放消耗①、碳源消费可以通过有效减少二氧化碳排放量③、满
,
排放持续增加②等。与此同时以实现碳达峰碳足中国能源消费市场的部分需求④、打破能源需
中和目标为引领,全面实施绿色低碳转型战略,是求与行业碳排放的双重约束⑤等多种途径为新型
*本文是国家社科基金项目“连续处理效应的异质性分析及其在政策评估中应用研究”21BTJ037的阶段性成果。感谢厦门大学
保卫处叶菡硕士在资料收集、数据处理等方面提供的帮助。
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2022年第8期
城镇化高质量发展提供支撑另一方面,一些学生产函数中为希克斯中性技术进步参数,
。Ai
者的研究结果表明,由新型城镇化发展带来的人为区域总面积,为单位面积劳动力要素,
SiLi/Si
口集聚⑥居民收入增长⑦产业结构变迁⑧等能为单位面积资本要素,为单位面积产
、、Ki/SiYi/Si
够从生活生产的角度对能源消费产生影响不出和为单位劳动力和资本要素的产
。。β1-β
过,现有研究基本上从单向角度分析新型城镇化出份额,为两种单位要素的产出贡献程度,越
αα
与清洁能源消费之间的关系,加之大部分实证研,
小表明由要素拥挤导致的生产效率越低。该模
究并未充分考虑到城镇化和能源消费在不同区域型在传统科布道格拉斯函数基础上加入
Yi/
的空间异质性和相关性,从而使得研究结果的可
λ-1/λ,,
S项用以衡量由集聚带来的外部效应当
信度受到较大质疑i
。时无外部效应,当时为正外部效应
有鉴于此,本文创新性地建立了新型城镇化λ=1λ>1。
另外,为碳排放,为能源消费量
与清洁能源消费双向关联机制理论模型,然后引CiEi。
将式中能源消费替换为清洁能源消费,
入空间联立方程模型,从理论和实证两个层面探1
由于清洁能源很少或几乎不产生碳排放,产出侧
究新型城镇化与清洁能源消费之间的双向关联
体现为碳排放的减少,得到式
,2。
性。在理论研究方面基于中国新型城镇化的人
本性和集聚效应特点,以及清洁能源作为要素投,,,,Yi-CiYiCi
fiLKENYS==1-=Ai
入和非碳排放产出来源的特征,构建了新型城镇SiSiYi
α
化与清洁能源消费双向关联机制理论模型在实LiKiENiYiλ-1/λ
[βγ1-β-γ]1-
证研究方面,基于新型城镇化评价指标的构建与SiSiSiSi
测度,采用空间联立方程模型对新型城镇化与清Ciλ-1/λ
2
洁能源消费双向关联机制进行实证分析,从方法Yi
满足,,
上克服变量的内生性问题,厘清关键变量的空间Yi>Ciβ、γ、α∈01。
假定外生和中性的技术进步资源按照生产要
溢出效应,以期得到更加接近现实的实证结果
。素在产出中的贡献份额进行分配,则劳动力资本
需要说明的是,关于清洁能源的内涵历来有、
和清洁能源所获得的技术进步资源份额分别为
广义和狭义之分本文选择狭义设定,即仅指太
。但是,由于中国的清洁
阳能海洋能风能生物能水能地热能氢能β/α、γ/α、1-β-γ/α。
、、、、、、、,
核能等不产生污染排放的非化石能源,不包括天能源产业还处于发展期技术的网络效应尚未完
全形成,因此在技术资源总体数量不变的情况下,
然气以及清洁煤、清洁油等清洁化石能源。
一部分资源将向清洁能源倾斜,即
一、新型城镇化与清洁能源消费双向关联机
YiCi
制的理论分析1-=
SiYi
α
新型城镇化主要体现为人的城镇化,通过人ββγγ1-β-γ
Liβ-ΔKiγ-ΔENi1-β-γ+Δ
[Aαβ+γiAαβ+γiAαi]
的集聚在局部空间单元内对经济产生外部效应iii
。SiSiSi
据此,本文尝试引入在
Yiλ-1/λCiλ-1/λ
Ushifusa&Tomohara20131-
年构建的产出密度模型⑨刻画新型城镇化效应,并SiYi
按照两要素的生产重要性比重
参考邵帅等人的研究思路⑩,在原始的产出密度模β/β+γ、
型中加入能源消费和碳排放因素,得到式流向清洁能源部分,当时则不
1。γ/β+γΔi=0
存在技术资源的重新配置,上式可写为
,,,,Yi+CiYiCi
fiLKEYS==1+=Ai
SiSiYiYiCi
α1-=
SY
LiKiEiYiλ-1/λCiλ-1/λii
[βγ1-β-γ]1+
α
SYΔΔΔΔ
SiSiSiiiLi1iKi1iENi1ii
α-β+γβα-β+γγα-β+γ1-β-γβ+γ
[AiAiAiAi]
1SiSiSi
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新型城镇化与清洁能源消费的双向关联机制及测度
都将明显地促进产出和碳排放的减少
Yiλ-1/λCiλ-1/λ。
1-进一步地,在式基础上分别考察影响新
SiYi5
型城镇化和清洁能源消费的各项因素对式
YiCi。5
1-=进行改写,容易得到下面的式式
SiYi6、7。
α
αΔiLKEN
1-β+γiβiγi1-β-γLi1Yi1Ci1
Ai[]ln=ø+ln+ln1-+
SSSi
iiiSiθβSiθβYiβα
投入产出效应
lnBi6
-1/
αΔλλ
YiCiiλ
[1-Aβ+γλ-1]3∂lnLi/Si11
SYi=7a
ii∂YθβY-C
iii
外部效应
经过资源重新配置后,式的产出密度模∂lnLi/SilnAi
3=-Δi7b
,∂ENiββ+γ
型被划分为两个部分一是由单位劳动力、资本、
清洁能源所获得的产出效应二是外部效应,它其中1γαγ1-β-γ
。øi=-lnDi-ln-ln
βαβriβ
来自由新型城镇化带来的经济集聚和清洁能源消
α1-β-γ
费带来的碳排放减少和技术溢出。。
pi
根据要素需求理论,当要素市场为完全竞争由式可知,当时,经济集
6λα<1/1-β
时满足
聚、由清洁能源消费带来的非碳排放和技术进步
溢出都有助于新型城镇化的发展当越
LiαβYiCi。1-β
=1-4a,,
SiwiSiYi小单位劳动要素的生产份额越大即区域新型城
镇化水平越高时,经济集聚非碳排放技术进步
KiαγYiCi
=1-4b、、
溢出对新型城镇化的促进作用越明显式则
SiriSiYi。7
ENiα1-β-γYiCi显示经济体总产出和清洁能源消费增长也将直接
=1-4c
SpSY
iiii促进新型城镇化的发展。
其中w、r、p分别为工资、利率和能源价格。,
iii同样也很容易得到式8、式9。
,
由式4可见工资、能源价格与能源需求呈现负
ENY
相关关系将式带入式后可以得到i1i
。43ln=φi+ln+
Siσ1-β-γSi
YiCiθθ
1Ci1
ln+ln1-+lnBi=lnDi+θβln
ln1-+lnBi8
SiYiαα
σ1-β-γYi1-β-γα
Liαγ
∂lnENi/Si11
+θγln+θ1-β-γln=9
Siri∂Yσ1-β-γY-C
iii
α1-β-γ
5a其中1β
φi=-lnDi-ln
pi1-β-γα1-β-γ
YiCiσσαβγαγ与式类似,在式
ln+ln1-+lnBi=lnDi+σ1-ln。6
SiYiααwi1-β-γri
中,当时,经济集聚非碳排
ENiαβαγ8λα<1/β+γ、
-β-γln+σβln+σγln5b放技术进步溢出对清洁能源消费存在促进作用
Siwiri、。
αΔiαΔi
其中,-,1-,当越小,单位清洁能源消费的生产份额越
B=Aβ+γD=AB=Aβ+γθ=β+γ
iiiiii大,即清洁能源消费水平越高时,经济集聚非碳
λα,λα当对、
σ=。λα>1
1-λ1-βα1-λβ+γα排放、技术进步溢出对清洁能源消费的促进作用
应时,和大于,即存在显越明显同样,由式可知,经济体的总产出也
λ>1θβσ1-β-γ1。9
,
著的正外部效应时新型城镇化与清洁能源消费将直接对清洁能源消费产生促进作用。
29
2022年第8期
综上可知,清洁能源消费主要通过三个渠道综上所述,新型城镇化和清洁能源消费的双
对新型城镇化产生影响向关联机制可以归纳为图1。
一是清洁能源作为重要的生产要素,与劳动力
和资本等要素共同促成总体经济的发展和经
Yi
济集聚效应的形成,然后通过式和式
Yi/Si6
7a中的基本面关联对新型城镇化产生影响。
二是清洁能源消费将在较大程度上减少二氧化
碳的排放,进而规避由碳排放过多所导致的环境问
,,
题从而对新型城镇化建设产生积极作用见式6。
三是清洁能源产业的技术网络效应使得投入
产出部分的技术资源相对更多较大,进而通
Di
过投入产出效应对总产出、经济集聚、新型城镇化
产生正向作用此外,这种网络效应也将在下期扩图1新型城镇化和清洁能源消费双向关联机制
,
大技术进步的外部效应B然后从经济产出的
i二、新型城镇化评价指标体系的构建与测度
层面促进新型城镇化建设。
同样地,新型城镇化也通过三个渠道对清洁为了测算新型城镇化与清洁能源消费双向关
,
能源消费产生影响联机制首先需要解决新型城镇化的测度问题。
由于传统的单一指标法无法全面展现内涵丰富的
一是集聚效应。新型城镇化对经济体产生的
最直接影响即为集聚效应,它将通过经济集聚效新型城镇化发展水平,因此本文采用复合指标法
,,来构建新型城镇化评价指标体系在指标赋权
应对清洁能源能消费产生作用见式6。此外。
,
新型城镇化通过促进人口和资源在空间内更趋紧上本文将熵值法和CRITIC法两种客观赋权法进
,
密和更趋合理的分布,实现区域内清洁能源资源行有机结合采用创新性的熵值-CRITIC法来确
,定指标体系的权重该方法将熵值法中的差异系
的共享与节约、学****效应和示范效应的释放等加。
,
快清洁能源消费网络效应的形成,实现技术资源数加入到传统CRITIC法信息量的计算当中能够
,,充分考虑到数据的离散性相关性和对比强度
的节约D较大、能源价格的下降见式4c进、。
i一指标筛选
一步促进清洁能源消费的增加。
如表所示,本文参考已有研究结果,初步构
二是规模扩张效应。新型城镇化的发展直接1
建了包含个准则层个指标层的新型城镇化
表现为城镇人口规模总量的扩大、单位面积劳动9、50
,
力要素的增加,由此从投入产出效应的角体系。与现有指标体系相比本文所构建的新指
Li/Si
度增加总产出和总消费的数量,进而提升经济体标体系的最大创新之处在于在准则层的设定上,
紧扣以新型城镇化以人为核心生产生活生态协
对清洁能源的投入与消费。、
调融合多元目标组合高质量发展等特色内涵,除
三是作为“人的城镇化”的新型城镇化的发、
展,将提高劳动力要素在总产出中的贡献比重了继续保留常规的人口、经济、生态、基础设施、基
,促使经济体在发展过程中更加注重清洁环本公共服务等指标之外,新增了城乡一体化生活
β、、
,
保和人居环境的改善,进一步增加对清洁能源的品质、科技投入、数字化转型等一系列新指标赋
,予共同富裕数字经济和高质量发展等新时代发
需求见式8。、
,,展内涵,以期科学性前瞻性全方位反映新型城
此外基于前面的文献梳理新型城镇化、清、、
镇化的方方面面其中城乡一体化生活品质等
洁能源消费还受到经济发展水平、技术进步创新、。、
产业结构调整等一些共性外部因素以及能源价格指标主要测度新型城镇化是实现共同富裕必经之
路的新内涵,突出新型城镇化促进城乡融合发展,
变动、固定资产投资等一些个性化因素的影响。
30
新型城镇化与清洁能源消费的双向关联机制及测度
有助于不断缩小城乡差距,反映人民对美好生活为了缓解指标确定的主观性以及指标之间信
,
的向往科技投入指标则体现新型城镇化应高度息重叠的局限性本文进一步采用R型聚类分析
注重科技投入与质量效率的提升数字化转型指和因子分析方法对上述初选指标开展筛选,具体
标反映城镇化转型以及城市治理精准化。结果见表1。
表1初选指标以及R型聚类分析和因子分析表
准则层指标层聚类类别指标因子载荷方差贡献率筛选结果
城镇人口比重

人口第二三产业从业人数比重X1-%X1
、
城镇人口密度
X1-2X3X3
人均

单位能源消耗量
GDPX2-%X4
第二三产业增加值占比重
、
经济增长率

城镇居民人均可支配收入X2-%X6
X10-
人均公共财政收入
X5-
城镇人均固定投资X2-%X7

建成区绿化覆盖率

城市污水处理率

生态生活垃圾无害化处理率X3-%X12

二氧化硫排放量
X14-
工业污染治理完成投资占比重
GDPX3-3X15X15
人均城市道路面积
X4-1X16X16
每万人拥有公共交通车辆标台XXX
基础/4-21717
城市燃气普及率

人均公园绿地面积
X4-%X20
城市用水普及率

每万人医院和卫生院床位数
X21-
每万人拥有卫生技术人员X5-%X26

人均教育经费
X5-2X25X25
每十万人口高等学校平均在校生数X

人均拥有公共图书馆藏量
服务X5-%
城镇登记失业率

城镇单位就业人员平均工资X27

基本养老保险覆盖率
X5-%
城镇基本医疗保险覆盖

每万人交通事故发生数

每十万人口火灾发生率
X6-%X30
城乡居民人均人民币储蓄存款年底余额X

城镇居民恩格尔系数

每万人连锁餐饮企业门店数

每万人连锁零售企业门店数X6-%X34

每万人星级饭店数

城乡居民人均可支配收入比

城乡居民人均消费性支出比X7-%X37
X40-
城乡旅客周转量

一体化公路运输密度公里平方公里
//X39-
城乡居民最低生活保障人数比X7-%X41

城乡人均固定资产投资比

规模以上工业企业人员全时当量
R&
科技规模以上工业企业经费
R&DX44X8-%X45
投入规模以上工业企业专利申请数

高技术产业主营业务收入
X8-2X46X46

X47X
数字化互联网普及率9-%47

转型电信业务总量

信息传输计算机服务和软件业法人单位数X9-%X49
、
31
2022年第8期
[,]
本文对每个聚类类别内系数继续开展非参数01计算第j项指标的熵值
检验,系数在的显著性水平下运用计算第项指标的差异系
Kruskal-Wallis5%3gj=1-ejj
显著,表明聚类后每个类别内指标具有很强相关数
性,分类结果合理因子的方差贡献率均大于
。运用n计算第项指标
4Rj=∑1-|raj|j
,说明代表性较好据此,本文最终筛选出a=1
65%。的冲突系数,其中为指标与指标之间的相
个指标,如表所示rajaj
211。关系数,为指标数
二指标赋权与综合得分计算n
运用计算第项指标所
熵值法的具体计算步骤如下所示5Cj=σj+gj×Rjj
-CRITIC包含的信息量,其中为第项指标的标准差
*σjj
运用Xij计算第个省份在第项
1Yij=mijCj
*运用计算第项指标的权重
6Wj=nj。
∑Xij
i=1
∑Cj
指标的比重j=1
各指标权重的最终计算结果如表所示
m2。
运用-1,
2ej=-lnm∑YijlnYijej∈
i=1
表2各指标属性及权重
目标层准则层指标层指标属性权重准则层指标层指标属性权重
正向正向

正向反向

正向正向

经济正向生活反向

正向品质正向

正向城乡反向

正向一体化反向

正向科技正向

正向投入正向

正向数字化正向

转型正向

,
在确定指标体系权重的基础上本文采用线业结构调整、技术进步创新、能源价格变动等。W
n为空间权重矩阵,和为随机扰动项
性加权平均法*测算新型城镇化发展εitνit。
Fi=∑WjXij
j=1结合前面的理论机理分析,本文提出以下一
水平的综合得分其中,为第项指标的权
。Wjj系列假设
重,*为省第项指标标准化后的指标值
Xijij。
H1本地区新型城镇化发展水平随着清洁能
源消费水平的提高而上升,即清洁能源消费水平
三、新型城镇化和清洁能源消费双向关联机
制的测度对新型城镇化发展具有正向促进作用。
本地区清洁能源消费随着新型城镇化发
一模型设定H2
展水平的提高而上升,即新型城镇化发展水平对
构建如下空间联立方程组
清洁能源消费水平具有正向促进作用。
urit=α0+α1Wurit+α2Wenit+α3enit+α∑Xit+εit伴随着空间计量的兴起,一些学者逐步将
{10
11
enit=β0+β1Wenit+β2Wurit+β3urit+β∑Zit+νit空间计量方法应用到城镇化的空间溢出效应方
指新型城镇化发展水平,指清洁能源消
uren面,并且大多数结论也支持城镇化对区域经济增
费水平为影响新型城镇化发展水平的控制变
。X长存在显著的正向效应,且效应显著为此,本文
量,主要包括经济发展水平产业结构调整技术。
、、提出以下假设
进步创新固定资产投资等为影响清洁能源
、。Z本地区新型城镇化发展对邻近地区新型
,H3
消费水平的控制变量主要包括经济发展水平、产
32
新型城镇化与清洁能源消费的双向关联机制及测度
城镇化发展具有正向空间溢出效应。三实证结果分析
尽管社会对清洁能源开发利用热情高涨,但由于使用全国省市区的数据进行模型估计,
相对于传统的化石能源,目前清洁能源发展仍存可能存在空间相关关系,需要进行空间相关性检
在生产成本高、发展融资难、市场需求不足等主要验。本文选用唐礼智等人提出的乘法型综合空间
障碍,导致由太阳能和风能等清洁能源所产生的效应矩阵来检验空间相关性,该矩阵的优点在于
电力在国内市场上并不具备价格竞争力,消费者可以克服邻接矩阵的区域同质性假定,展现不同
,,
实际使用成本高
12。因此当邻近地区加大清洁区域之间的辐射力和吸引力同时考虑到经济发
,,
能源消费时并没有引发区域清洁能源消费的示展的时间效应
13。检验结果显示新型城镇化发
范效应,反而由于清洁能源价格上涨预期,有可能展水平和清洁能源消费都存在显著的空间正相关
,
导致本地区减少清洁能源消费量。结合H1、H2性。进而本文采用Kelejian和Prucha提出的空
,
的分析本文提出以下两个假设间联立方程模型
14对式10进行估计。
。由联立方程模型的阶条
,,
的空间溢出效应即邻近地区清洁能源消费增加件易得模型可以识别能够开展参数估计。本文
,,
会引发本地区清洁能源消费下降。对变量进行多重共线性检验结果显示各变量之
、方差膨胀因子
,
间存在空间交互作用。均小于5变量之间不存在明显多重共线性。表3
假设由式中的系数检验,假设为全样本下估计结果
H110α3。
由检验,假设由检验,假设由由表可知,本地区新型城镇化发展和清洁
H2β3H3α1H4β13
检验,假设由和检验能源消费之间存在明显的双向促进当其他情况
H5α2β2。。
,,
二数据说明不变时清洁能源消费比重每提高1%可以促进
本文选取2004—%新型城镇化
,
不含西藏的面板数据进行估计。对于清洁能发展水平每提高1%清洁能源消费比重上升
,,,
%这表明新型城镇化发展对清洁能源消费
,
界定采用非化石能源消费量占能源消费总量的具有更强的正向促进效应。
比重表示,数据主要来源于北京理工大学能源与具体到空间溢出效应,邻近地区新型城镇化
,
环境政策研究中心CEEP-BIT国家能源模型集发展水平每提升1%本地区新型城镇化发展水
,
成平台。%即新型城镇化呈现正的空间溢
,,,
指标体系计算得到单位化为百分数。经济发展出效应上述结果验证了H3。相比之下清洁能源
,
水平gdp用人均地区生产总值表示产业结构消费表现为负的空间溢出效应即邻近地区清洁能
,
str以第二产业增加值比第三产业增加值表示源消费水平提升却降低本地区清洁能源消费其弹
,
技术进步创新tec以研发经费支出占GDP的比性系数为-%上述结果验证了H4。
重度量,间接测度技术进步水平固定资产投资从空间溢出交互效应来看,清洁能源消费对
,
inv以全社会固定资产占GDP的比重表示。另新型城镇化的空间交互效应为负即邻近地区清
,,
外由于目前各个地区的原材料、燃料、动力购进洁能源消费比重每提高1%本地区新型城镇化
,
%。新型城镇化对清洁能
,
此本文采用燃料、动力类价格指数来代表能源价源消费的空间交互效应为正即邻近地区的新型
,
格pri。上述指标数据来源于《中国统计年鉴》城镇化水平每提高1%本地区清洁能源消费比
《中国能源统计年鉴》《中国价格统计年鉴》《%。以上实证结果验证了假设
科技统计年鉴》等。本文以2004年为基期剔除价H1-H5。
格因素。
33
2022年第8期
表3全样本估计结果及稳健性检验
新型城镇化清洁能源消费
原模型稳健性检验原模型稳健性检验
变量
1a2a3a1b2b3b
GS3SLSGS2SLSGS3SLSGS3SLSGS2SLSGS3SLS
综合矩阵综合矩阵邻接矩阵综合矩阵综合矩阵邻接矩阵
***************
W*ur

-***--******-**
W*en

****
ur

***
en

-****-
gdp

**-
str

***--*--
tec

--***-
inv

--*-***
pri

--****
constant


,
注*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下系数显著括号中为稳健标准误。
,,
另外本文采用更换计量方法和权重矩阵两结果差别不大模型具有较好的稳健性。
,
种方式开展稳健性检验。。表4展示的是我国东
,
采用GS2SLS方法估计方程3a和3b改用邻部、中部、西部和东北4个地区的分样本估计结
,
接矩阵估计。由表3可知检验结果与基准回归果。
表4东部、中部、西部、东北地区模型估计结果
新型城镇化清洁能源消费
变量
4a5a6a7a4b5b6b7b
东部中部西部东北东部中部西部东北
******************
W*ur