潘海嵐，趙培緒，趙 敏

（云南民族大學 經(jīng)濟學院， 云南 昆明 650500）

一、問題的提出

2019年12月中央經(jīng)濟工作會議提出：“財政政策、貨幣政策要同消費、投資、就業(yè)、產(chǎn)業(yè)、區(qū)域等政策形成合力促進產(chǎn)業(yè)與消費‘雙升級’以推動經(jīng)濟高質量發(fā)展”。2020年5月14日召開的中央政治局常委會會議，基于供給、需求視角首次提出了“雙循環(huán)”概念——要深化供給側結構性改革，充分發(fā)揮我國超大規(guī)模市場優(yōu)勢和內需潛力，構建國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。充分發(fā)揮內需潛力關鍵在于消費，國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，2020年盡管受到新冠肺炎疫情和外部環(huán)境不確定性的沖擊，我國的最終消費支出占GDP的比重仍然達到54.3%，由此可見，消費對經(jīng)濟持續(xù)增長的驅動力日益凸顯。同時，消費者更加注重消費產(chǎn)品和服務的品質，體現(xiàn)了更高層次的個性化消費。在這樣的背景下，產(chǎn)業(yè)結構需要根據(jù)消費結構的變動做出相應的變動，以此來構建穩(wěn)定的國內經(jīng)濟大循環(huán)。因此，在雙循環(huán)新發(fā)展格局背景下研究消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有重要意義。

自政府層面提出“雙循環(huán)”以來，國內越來越多的學者圍繞“雙循環(huán)”的科學內涵 (徐奇淵，2020；王一鳴，2020)、內在邏輯(楊玲，2021)以及實現(xiàn)路徑(任保平等，2021)等三個方面展開研究，為科學理解和把握“雙循環(huán)”的核心要義提供了重要參考。同時，一些學者進一步將“雙循環(huán)”新發(fā)展格局與消費升級(龍少波、張夢雪，2021)、經(jīng)濟高質量發(fā)展(王維平、牛新星，2021；丁守海等，2021)及需求側改革(賴雄麟等，2021)等熱點問題相結合展開研究，提出了富有啟發(fā)的觀點和實證證據(jù)。

從以上關于“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的研究文獻來看，加快構建“以國內大循環(huán)為主體，國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”關鍵在于暢通消費端與生產(chǎn)端，消費升級和產(chǎn)業(yè)結構升級是經(jīng)濟高質量發(fā)展的一體兩面，暢通供給和需求雙鏈條，有利于構建穩(wěn)定的國內經(jīng)濟大循環(huán)。目前，學者關于消費升級與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系研究大致可以分為三類。一些學者探討了消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，得出的結論大體一致，認為消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級具有帶動作用。劉慧、王海南(2015)研究發(fā)現(xiàn)，居民對服務產(chǎn)品的消費比重逐年提升，消費呈現(xiàn)多樣化趨勢，消費結構變化明顯，消費結構的升級促進了產(chǎn)業(yè)結構的升級；楊天宇、陳明玉(2018)的研究則表明居民消費升級不同程度推動了產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級；潘錫泉(2019)認為消費升級引領產(chǎn)業(yè)升級正在成為拉動我國經(jīng)濟增長的核心驅動力。同時，一些學者研究了產(chǎn)業(yè)結構升級對消費升級的影響。孫早、許薛璐(2018)基于供給側結構性改革視角指出，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新通過產(chǎn)業(yè)結構高級化這一中介效應促進消費結構升級；肖必燕(2020)認為應從新需求效應和收入效應來刺激消費升級，且產(chǎn)業(yè)結構變遷對居民消費升級具有正向促進作用。此外，還有少數(shù)學者(王云航、彭定赟，2019)探析了消費升級與產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在的互動關系。

通過對上述文獻進行梳理發(fā)現(xiàn)，既有研究聚焦于消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級關系的探討，主要從消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響、產(chǎn)業(yè)結構升級對消費升級的影響以及消費升級與產(chǎn)業(yè)結構升級互動關系三個方面展開。由于“雙循環(huán)”新發(fā)展格局提出的時間不長，目前基于“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下研究消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的成果尚不豐富，尤其是關于城、鄉(xiāng)消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的不同影響的研究并不多見?；诖?，本文在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局背景下，利用2005-2019年中國31個省、市、自治區(qū)(不包括港、澳、臺地區(qū))的省級面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應模型和系統(tǒng)GMM模型從城、鄉(xiāng)兩個方面分析消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，以進一步補充該領域的實證研究文獻。

二、影響機制

關于消費對產(chǎn)業(yè)結構的作用關系，就短期而言，產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況決定了商品或產(chǎn)品(包括服務)生產(chǎn)的種類和數(shù)量，從而決定了居民對商品或產(chǎn)品的選擇域。但從長遠來看，對居民消費需求的滿足才是生產(chǎn)的最終目的，產(chǎn)業(yè)結構將隨著居民消費需求的變動而發(fā)生相應的變動 (臧旭恒，2012)。居民消費升級不僅會誘發(fā)新的商業(yè)模式和平臺的出現(xiàn)以及新興產(chǎn)業(yè)的涌現(xiàn)，同時還會抑制或更迭傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)。這將直接引致生產(chǎn)最終商品的企業(yè)產(chǎn)出發(fā)生相應變動，并間接影響要素市場，從而使生產(chǎn)要素產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生變化。因此，消費需求結構的變動是產(chǎn)業(yè)結構變動的根本動力(許永兵，2007)，居民消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級具有重要的影響作用。

按照馬斯洛需求層次理論，人的需求具有依次遞進性。隨著收入水平的提高，當?shù)蛯哟涡枨蟮玫綕M足后，人們會追求較高層次的需求。反映與人類生理和心理特征有關的需求可分為三個層次：一是生理需求；二是追求便利的需求；三是追求個性化的需求。產(chǎn)業(yè)結構將隨著需求層次的變化做出相應的調整(臧旭恒，2012)。如在低收入階段，家庭大部分收入都用于購買食品，食品支出在家庭總支出中占有相當大的比重，此時解決溫飽問題是人們的首要需求，需求結構處于滿足人們生理需求的階段。與之相對應，屬于較低層次的農(nóng)業(yè)和食品加工業(yè)在產(chǎn)業(yè)結構中占較大比重；在中等收入階段，隨著生活水平的提升，人們開始追求生活質量的提高，于是對出行和居住的需求大幅增加，消費需求進入了追求便利和功能的階段，順應這種變化要求增加耐用商品的生產(chǎn)。生活水平的提升和耐用商品需求的增加不僅促進了耐用商品工業(yè)的發(fā)展，還推動了相關生產(chǎn)資料工業(yè)的發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結構向重化方向演替；在高收入階段，人們的生活水平達到較富裕的程度，可獲得的物質產(chǎn)品和服務較豐富，并對精神消費的需求與日俱增，消費呈現(xiàn)多樣化的特征，開始進入個性化階段，促使?jié)M足精神消費需求和個性化服務需求的服務業(yè)快速發(fā)展，服務業(yè)在產(chǎn)業(yè)結構中的比重逐漸上升。我國自改革開放以來,城鄉(xiāng)居民的生活水平和消費結構都發(fā)生了大幅變化。從2005-209年的數(shù)據(jù)來看，農(nóng)村居民的人均純收入由2005年的3255元增加到2019年的16021元，增加了接近5倍；城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入由2005年的10493元增加到2019年的42359元，增加了4倍多。隨著城鄉(xiāng)人均收入的不斷增加，城鄉(xiāng)居民的消費結構也隨之發(fā)生變動：農(nóng)村居民家庭食品消費支出占家庭消費總支出的比重從2005年的45.5%下降至2019年的30%；城鎮(zhèn)居民家庭食品消費占家庭消費總支出的比重從2005年的36.7%下降至2019年的27.6%。與之相對應，居民消費中居住、交通通信、教育文化娛樂和醫(yī)療保健等發(fā)展型消費支出占比上升。由于我國人口基數(shù)大，居民消費升級必然會對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生重要影響。

三、實證模型和變量說明

(一)實證模型設定

為驗證消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，本文構造如下實證模型：

其中，i表示地區(qū)，t表示年份，采用2005-2019年中國31個省區(qū)面板數(shù)據(jù)。S是反映地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的指標，本文分別從產(chǎn)業(yè)結構高級化水平S1(S2)和產(chǎn)業(yè)結構合理化水平S3兩個維度進行度量。CS是表征消費升級的指標，包括城鎮(zhèn)消費升級(CS1)和農(nóng)村消費升級(CS2)。X為一組控制變量，包括政府支出水平(G)、創(chuàng)新投入水平(C)、對外開放程度(O)以及金融支持水平(F)。μ為各省份的個體固定效應，λ為時間固定效應，ε表示干擾項。

(二)被解釋變量

本文的被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構升級，從產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化兩個維度來測度。產(chǎn)業(yè)結構高級化是指產(chǎn)業(yè)結構根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展狀況從低水平向高水平的演進(韓永輝等，2017)。本文借鑒袁航等(2018)的做法，以各產(chǎn)業(yè)之間的產(chǎn)出占比和勞動生產(chǎn)率的乘積加權值(S1)來度量產(chǎn)業(yè)結構高級化。計算公式如下：

其中，r表示i地區(qū)第n產(chǎn)業(yè)在t時期占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，l表示第i地區(qū)第n產(chǎn)業(yè)在t時期的勞動生產(chǎn)率，由于r產(chǎn)業(yè)占比沒有量綱，而勞動生產(chǎn)率具有量綱，因此，本文采取均值化的方法對勞動生產(chǎn)率進行無量綱化處理。S1值越大，說明產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高。

此外，為了確保實證結果的穩(wěn)健性，本文借鑒徐敏、姜勇(2015)的方法，采用產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)(S2)來測度產(chǎn)業(yè)結構高級化，替代變量S1做穩(wěn)健性檢驗。具體計算公式如下：

其中，r同式(2)。S2和S1一樣是正向指標。

產(chǎn)業(yè)結構合理化是產(chǎn)業(yè)之間協(xié)調能力不斷加強和關聯(lián)水平不斷提升的過程，是對要素投入結構和產(chǎn)出結構耦合程度的一種衡量(干春暉等，2011)。本文借鑒干春暉等(2011)的做法采用泰爾指數(shù)(S3)來測度產(chǎn)業(yè)結構合理化。計算公式如下：

其中，r同式 (2)，q表示i地區(qū)第n產(chǎn)業(yè)在t時期從業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重。產(chǎn)業(yè)結構泰爾指數(shù)是對中國三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值結構及人員就業(yè)結構的反映，該值越接近于0，說明產(chǎn)業(yè)結構越合理，反之，則產(chǎn)業(yè)結構越不合理。

(三)解釋變量

消費升級一般包括兩層含義：其一，消費類型的結構升級，即居民的消費結構由生存型向發(fā)展型轉變，各類消費品占總消費的占比發(fā)生變化(劉震等，2021)；其二是消費品質的升級，即原有消費產(chǎn)品和服務不變，消費者追逐其更高品質的消費和服務(謝小平，2018)?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文的消費升級主要是指消費結構升級。根據(jù)前文消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級影響機制的分析將居民消費支出劃分為三個層次，即分別為初級消費、中級消費和高級消費，借鑒王平等(2018)的做法，采用食品消費支出、居住消費支出和交通通信消費支出作為三個層次消費的代表，通過計算其在總消費支出中的比重，并經(jīng)加權得到消費升級水平(CS)。計算公式如下：

其中，當m=1時，CSi,m,t表示i地區(qū)在t時期城鎮(zhèn)消費升級水平(CS1)，food表示i地區(qū)在t時期城鎮(zhèn)居民食品消費支出，house表示i地區(qū)在t時期城鎮(zhèn)居民居住消費支出，com表示i地區(qū)在t時期城鎮(zhèn)居民交通通信消費支出，total表示i地區(qū)在t時期城鎮(zhèn)居民總消費支出。當m=2時，CS表示i地區(qū)在t時期農(nóng)村消費升級水平(CS2)，food表示i地區(qū)在t時期農(nóng)村居民食品消費支出，house表示i地區(qū)在t時期農(nóng)村居民居住消費支出，com表示i地區(qū)在t時期農(nóng)村居民交通通信消費支出，total表示i地區(qū)在t時期農(nóng)村居民總消費支出。本文對不同層次消費賦予不同系數(shù)，合成計算消費的升級變動情況，CS是一個正向指標，該數(shù)值越大表明消費升級越明顯。

(四)控制變量

結合已有文獻的分析和本文的研究對象，影響產(chǎn)業(yè)結構升級的控制變量主要包括：一是政府支出水平，通過使用各省地方政府一般公共預算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；二是創(chuàng)新投入水平，采用各省R&D經(jīng)費投入與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；三是對外開放程度，采用各省進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。并對于《中國統(tǒng)計年鑒》中進出口總額以美元為單位計算的相關年份數(shù)據(jù)，統(tǒng)一使用當年的平均匯率折算為以人民幣為單位計的進出口總額；四是金融支持水平，本文采用各省金融機構貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

(五)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文利用2005-2019年我國31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)研究消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。所有數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》，對部分缺失數(shù)據(jù)通過查閱各省份統(tǒng)計年鑒進行補充。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果及分析

本文首先使用面板單位根檢驗方法檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；其次，進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗，以確定變量之間是否存在長期的協(xié)整關系；然后，以變量S1作為被解釋變量，使用雙向固定效應模型檢驗消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響；最后，使用系統(tǒng)GMM模型并用變量S2替換變量S1作為被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。

(一)面板單位根檢驗

為了避免因面板數(shù)據(jù)存在單位根而出現(xiàn)面板序列非平穩(wěn)現(xiàn)象，從而導致出現(xiàn)偽回歸的問題，本文首先對各面板序列相關變量的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。為確保檢驗結果的穩(wěn)健性，采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Hadri檢驗四種方法進行檢驗。其中，除Hadri檢驗的原假設為不含有單位根，其他三種檢驗方法的原假設均為含有單位根。表2給出了四種檢驗方法的結果。結果顯示，模型中涉及到的變量幾乎都是非平穩(wěn)的，但通過對變量進行一階差分后均不存在單位根，滿足一階單整過程。

表2 面板單位根檢驗結果

(二)協(xié)整檢驗

由面板單位根檢驗結果可知，各變量序列滿足一階單整過程，在對面板數(shù)據(jù)進行估計之前分別檢驗S1與CS、X，S2 與 CS、X，S3 與 CS、X 的協(xié)整關系，避免出現(xiàn)偽回歸。本文采用應用比較廣泛的Pedroni面板協(xié)整檢驗方法進行協(xié)整檢驗，檢驗結果見表3。從表3可以看出，面板協(xié)整檢驗均通過了顯著性檢驗，在1%的顯著性水平上，拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，即表明這些變量之間存在協(xié)整關系，模型設定正確，不存在偽回歸問題。

表3 Pedroni面板協(xié)整檢驗結果

(三)基準模型檢驗

本文采用雙向固定效應模型檢驗消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，檢驗結果見表4。結果顯示，消費升級對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有顯著促進作用，對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響并不顯著。

表4 基準模型檢驗結果

具體而言，在第1-2列中，被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構高級化S1。第1列，核心解釋變量CS1的回歸系數(shù)為0.891，在1%的顯著性水平顯著為正。該回歸系數(shù)表明，城鎮(zhèn)居民消費升級水平每提高1個單位，則顯著促進產(chǎn)業(yè)結構高級化水平提高0.891個單位。第2列，核心解釋變量CS2的回歸系數(shù)為0.592，且在5%的顯著性水平顯著為正。這意味著農(nóng)村居民消費升級每提高1個單位，產(chǎn)業(yè)結構高級化將顯著提高0.592個單位。由此可見，無論是城鎮(zhèn)居民的消費升級還是農(nóng)村居民的消費升級都顯著地推動了產(chǎn)業(yè)結構高級化。另外，通過對比可以發(fā)現(xiàn)，相較于農(nóng)村居民消費升級，城鎮(zhèn)居民消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的邊際促進效應更大。這主要是由于我國城鄉(xiāng)分割的戶籍制度，城市居民比農(nóng)村居民擁有更多的社會福利和制度性保障，并且農(nóng)村居民的收入水平相較于城鎮(zhèn)居民還存在一定差距。在第3-4列中，被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結構合理化S3。從中可以看出，無論是城鎮(zhèn)居民的消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響，還是農(nóng)村居民的消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響，它們的回歸系數(shù)都不具有統(tǒng)計顯著性，說明消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響并不顯著?？赡苁怯捎谙M升級并未明顯促進產(chǎn)業(yè)間的關聯(lián)程度，導致資源配置效率較低，由此給產(chǎn)業(yè)結構合理化帶來的不利影響弱化了消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用，導致消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的帶動作用未能充分顯現(xiàn)。綜合來看，消費升級在一定程度上顯著推動了產(chǎn)業(yè)結構升級。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結果的有效性，使用系統(tǒng)GMM模型，并將原來的被解釋變量S1替換成S2，進行穩(wěn)健性檢驗。表5給出了穩(wěn)健性檢驗的結果。可以看出：AR(1)和AR(2)檢驗表明，在5%的統(tǒng)計顯著水平下，殘差序列不存在二階自相關；Hansen檢驗結果表明模型通過工具變量過度識別檢驗，說明模型設定合理。從檢驗結果來看，城鎮(zhèn)居民的消費升級和農(nóng)村居民的消費升級對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響都顯著為正，表明消費升級推動了產(chǎn)業(yè)結構高級化。而兩者對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響則不顯著。說明從三大產(chǎn)業(yè)結構的比例份額變化動態(tài)來看，消費升級在帶動產(chǎn)業(yè)結構從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)的演進過程中發(fā)揮了積極作用，這主要得益于改革開放四十多年以來，我國經(jīng)濟的快速發(fā)展使人民的生活水平顯著提升，人們對生活質量和生活環(huán)境的要求也隨之提高，人們的消費需求表現(xiàn)出多樣性的特點，精神消費需求日益增長，滿足人們精神消費和個性化服務需求的服務業(yè)快速發(fā)展，從而率先實現(xiàn)了對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構高級化水平的提升。與此同時，消費升級未能顯著改善資源的配置效率和提高產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)度，弱化了消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的推動作用。穩(wěn)健性檢驗得到的結論與前文基本一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、結論與政策含義

本文利用2005-2019年我國31個省、市、自治區(qū)的省級面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應模型分析了消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，并使用系統(tǒng)GMM模型進行了穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民的消費升級和農(nóng)村居民的消費升級都顯著地推動了產(chǎn)業(yè)結構高級化；相較于農(nóng)村居民的消費升級，城鎮(zhèn)居民的消費升級對產(chǎn)業(yè)結構高級化的邊際促進效應更大；消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響并未顯現(xiàn)。綜合來看，消費升級在一定程度上顯著推動了產(chǎn)業(yè)結構升級。

與此同時，研究進一步發(fā)現(xiàn)：消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有復雜性，但總體而言，消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用較為顯著。在當前新發(fā)展格局下為了進一步激發(fā)消費升級對產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用，提出如下對策建議：一是促進消費升級關鍵是要不斷深化收入分配制度改革，進一步完善收入分配制度，實現(xiàn)更加公平的收入和財富分配，為全面促進消費奠定堅實基礎；二是大力發(fā)展先進制造業(yè)和現(xiàn)代化服務業(yè)，提供更高質量和更廣范圍的消費選擇，同時，要滿足居民對高質量服務消費的需求，如在教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的需求；三是考慮到大多數(shù)低收入人群分布在農(nóng)村，因此要加快戶籍制度改革、推進公共服務均等化以及農(nóng)村土地流轉來提高農(nóng)民群體的收入；四是進一步完善農(nóng)村購物基礎設施建設，暢通農(nóng)村居民消費渠道，在農(nóng)村電子商務下鄉(xiāng)配送基礎設施建設方面加大投入力度，完善鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村級物流節(jié)點的基礎設施網(wǎng)絡建設。同時，要加大力度推進農(nóng)村信息基礎設施建設，探索建立與農(nóng)民收入水平相匹配的資費體系，破除因網(wǎng)費高、網(wǎng)速慢等因素對農(nóng)村居民網(wǎng)上購物的束縛，激發(fā)農(nóng)村居民的消費潛力。五是在消費升級促進產(chǎn)業(yè)結構升級的過程中需要政府制定消費政策積極引導，不僅要促進產(chǎn)業(yè)結構高級化，同時也要注重資源有效配置和產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)度，激發(fā)消費升級對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用，更好地推進產(chǎn)業(yè)結構升級。

[注釋]

①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。

②資料來源于中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。