摘要：在產(chǎn)業(yè)結構演進中，協(xié)調好收入差距與人均碳排放規(guī)模的關系有助于為經(jīng)濟高質量發(fā)展提質增效。文章采用1997—2021年省級面板數(shù)據(jù)，分別以產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化為中介渠道，實證分析收入差距對人均碳排放規(guī)模的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：居民收入差距與人均碳排放規(guī)模正相關，使用工具變量進行穩(wěn)健性檢驗，二者均保持正相關；產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化均是收入差距收斂推動人均碳排放規(guī)模降低的中介渠道，居民收入差距縮小推升了產(chǎn)業(yè)結構合理化及產(chǎn)業(yè)結構高級化，產(chǎn)業(yè)結構正向演進導致人均碳排放規(guī)模降低，并且這一演進具有區(qū)域異質性特征。文章旨在為高質量發(fā)展下協(xié)調推進收入差距的縮小及“雙碳”目標的實現(xiàn)提供借鑒。

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構；合理化；高級化；收入差距；人均碳排放

中圖分類號：F224；F205 " " " 文獻標識碼：A " " "文章編號：1674-0688（2024）10-0037-06

0 引言

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟發(fā)展取得了顯著成就，但與此同時，在工業(yè)化進程持續(xù)推進與現(xiàn)代服務業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)等同步疊加發(fā)展的過程中，碳排放問題的嚴峻性日益凸顯；而在民生領域，居民收入不平等問題持續(xù)加劇。當前，合理調節(jié)收入差距、扎實推進共同富裕同“雙碳”目標的實現(xiàn)已成為中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要組成部分，如果收入差距調控與碳排放約束之間不協(xié)調，就很可能會對中國經(jīng)濟“提質增效”產(chǎn)生負面影響。因此，尋找并實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展中的均衡點，使之偏向于效率、公平和綠色之間的平衡點，既是一個重要的理論問題，也是一個亟待解決的緊迫的現(xiàn)實問題。

由于當前中國居民的可支配收入以勞動報酬收入為主，勞動報酬收入的差異折射出產(chǎn)業(yè)發(fā)展的異質性，因而收入不平等程度的變化同產(chǎn)業(yè)發(fā)展，尤其是產(chǎn)業(yè)結構的變遷具有緊密關聯(lián)。同時，企業(yè)作為碳排放的重要主體，不同產(chǎn)業(yè)的企業(yè)在碳排放水平上具有顯著異質性，而在不同時期、不同產(chǎn)業(yè)結構特征的影響下，碳排放總量也具有差異性。因此在產(chǎn)業(yè)結構演進過程中，二氧化碳排放同居民收入差距之間存在一定的作用關系。從這個角度出發(fā)，探究兩者之間的關聯(lián)性，對于縮小收入分配差距、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展結構以及減少碳排放總量，具有重要的理論與實際意義。

收入不僅從需求側決定消費的水平與消費的商品結構，而且會通過要素資源影響供給側產(chǎn)業(yè)結構的變化。關于收入差距影響產(chǎn)業(yè)結構演進路徑的研究文獻主要集中在以下兩個方面：一是收入分配對產(chǎn)業(yè)要素流動具有影響，收入的絕對差異是不同行業(yè)之間勞動報酬差異的具體體現(xiàn)［1］，在此背景下，勞動及資本要素資源具有向勞動報酬較高的產(chǎn)業(yè)流動的趨勢，進而會形成極化效應［2］。二是收入差距所形成的消費層級差異將引致產(chǎn)業(yè)結構的變化，會造成消費斷層，即不同收入層級的消費群體在收入限制下展現(xiàn)出不同的消費偏好。此外，作為消費的一種替代方式，投資儲蓄行為也會因其差異性，通過資本要素進一步影響產(chǎn)業(yè)結構的演進［3］。同時，也有學者從資本積累以及發(fā)展戰(zhàn)略等角度實證檢驗了收入分配對產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響［4-5］。

在影響碳排放規(guī)模的諸多因素中，產(chǎn)業(yè)結構與碳排放強度是主要動因，其中產(chǎn)業(yè)結構對碳排放規(guī)模的影響效果與經(jīng)濟發(fā)展階段具有緊密關聯(lián)，國內外學者普遍認為產(chǎn)業(yè)結構升級對降低碳排放規(guī)模具有長期效應［6-7］，但產(chǎn)業(yè)結構升級的減排效果在不同產(chǎn)業(yè)與不同地區(qū)之間具有差異［8］。由于產(chǎn)業(yè)結構與碳排放之間具有一定的關聯(lián)性，因而產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調整會引致碳排放水平的相應適應性變化［9］。有關收入差距和碳排放規(guī)模之間的研究成果較少，已有文獻主要是對環(huán)境庫茲涅茨曲線的經(jīng)驗驗證［10］，還有學者從雙向耦合關系及經(jīng)濟集聚角度進行探索分析［11］。

現(xiàn)有文獻研究對本文形成了良好的理論與方法借鑒，但已有成果主要集中于收入差距與產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)結構與碳排放之間的關聯(lián)，綜合分析收入差距、產(chǎn)業(yè)結構演進以及碳排放問題的成果較少。本文圍繞產(chǎn)業(yè)結構的合理化與高級化演進過程，關聯(lián)居民收入差距及碳排放變動情況，通過構建理論模型與實證檢驗，探究以產(chǎn)業(yè)結構演進為中介效應的影響機制，以期在綠色發(fā)展與共享發(fā)展理念下為實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展提供有益參考。

1 理論分析

本文構建如下數(shù)理模型，并作以下基本假定。

將某地區(qū)居民劃分為高收入與低收入兩類群體，高收入群體為U、低收入群體為R，所對應的可支配收入水平分別為[Yud]和[Yrd]。其中低收入群體可支配收入為高收入群體的[ρ]倍[（0lt;ρlt;1）]。高收入群體的儲蓄水平[Su]與低收入群體的儲蓄水平[Sr]依據(jù)兩部門國民經(jīng)濟恒等式（儲蓄-投資恒等式）確定為可支配收入[Yd]與消費水平C之間的差額。

對于區(qū)域產(chǎn)出，參考柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，將某地區(qū)產(chǎn)出方程設定為

[Yt=Kαt（ALt）1?α]， " " " " " " " " " " " "（1）

其中：[Kt]為t期資本要素投入量；[α]為資本對產(chǎn)出影響的彈性，[0lt;αlt;1]；[Lt]為t期勞動要素投入量；A為技術水平；[1?α]為勞動與技術對產(chǎn)出影響的共同彈性。當期資本投入假定全部來源于上一期居民儲蓄總額，資本投入額為居民儲蓄總額的[φ]倍（資本借貸投入依據(jù)不同群體儲蓄權重進行等比例借貸），因而：

[Kt=φ（Sut?1+Srt?1）=φ（1+μ）Sut?1] 。 " " " "（2）

令[δ=φ（1+μ）]?？紤]產(chǎn)業(yè)異質性帶來的產(chǎn)出水平差異性，假定地區(qū)內生產(chǎn)由兩種代表性產(chǎn)業(yè)組成，并且兩種產(chǎn)業(yè)在發(fā)展演進過程中具有替代效應，產(chǎn)業(yè)1在地區(qū)產(chǎn)出中所占比重為[θ（0lt;θlt;1）]，則產(chǎn)業(yè)2在地區(qū)產(chǎn)出中所占比重為1-[θ]，產(chǎn)業(yè)1與產(chǎn)業(yè)2的產(chǎn)出水平分別為[θY]與[1?θY]。

碳排放水平與能源消耗量呈正向線性關系，令

[Cart=γEt] ， " " " " " " " " " " " " " " （3）

其中：Car為區(qū)域碳排放水平，E為區(qū)域能源消耗量，[γ]為相關系數(shù)。

能源消耗量通常受產(chǎn)出水平和技術水平的共同作用，產(chǎn)出水平的增加會提高能源消耗量，而技術水平的提升能夠降低能源消耗，并且不同產(chǎn)業(yè)的能源消耗程度具有差異性，參考原嫄等［12］的做法，將能源消耗總量E設定為

[Et=σYβtA?ε]， " " " " " " " " " " " " " "（4）

其中：[β]為產(chǎn)出對能源消耗影響的彈性系數(shù)，[βgt;0]；[ε]為技術水平對能源消耗影響的彈性系數(shù)。整理后可得：

[Cart=γσ（δSut?1）αβLtβ（1?α）Aβ?αβ?ε] ， " " " "（5）

其中：[σ]為不同產(chǎn)業(yè)的能源消耗系數(shù)，表示不同產(chǎn)業(yè)之間能源消耗水平的差異度。令[ω1]與[ω2]分別為勞動要素參與產(chǎn)業(yè)1和產(chǎn)業(yè)2生產(chǎn)的比重，整理后可得：

[?LnCar1t?δ=αδβ1=αφ（1+μ）β1?LnCar2t?δ=αδβ2=αφ（1+μ）β2] 。 " " " " " （6）

由公式（6）可知：[αφ（1+μ）βigt;0]恒成立；[?LnCarit?δ2=?αδ2βilt;0]（[0lt;ilt;1]）恒成立。即隨著[δ]的增加，各產(chǎn)業(yè)碳排放規(guī)模與該地區(qū)碳排放總量均呈擴增趨勢，并且增速逐漸放緩。當產(chǎn)業(yè)資本投入規(guī)模不變時，[δ]的增加等價于[μ]的提高，表現(xiàn)為居民收入差距擴大。據(jù)此提出推論1：居民收入差距的擴大將使得該地區(qū)碳排放總量增加。

進一步整理可得：

[?LnCar1t/?ω1?LnCar2t/?ω2] =[ ω2β1ω1β2] 。 " " " " " " " " " " （7）

當勞動要素從能源消耗系數(shù)較高的產(chǎn)業(yè)2向能源消耗系數(shù)較低的產(chǎn)業(yè)1轉移時，由于[β1lt;β2]且[ω1]增加、[ω2]降低，所以[ω2β1ω1β2lt;1]，勞動要素對高能源消耗產(chǎn)業(yè)碳排放增加的影響程度更為顯著。由于勞動要素在產(chǎn)業(yè)之間的有序流動表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結構合理化演進的過程，據(jù)此提出推論2：產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的提升將使得該地區(qū)碳排放總量減少。

再次整理可得：

[1θβ1?11?θβ2=β1?θβ1+β2θ1?θ]。 " " " " " （8）

由公式（8）可知：當[0lt;θlt;β1 （β1+β2）]時，

[β1?θβ1+β2θ1?θ][ "gt; 0]恒成立；當[θgt;β1 （β1+β2）]時，[β1?θβ1+β2θ1?θlt;0]恒成立。即隨著產(chǎn)業(yè)1在地區(qū)內所占比重的逐漸提升，該地區(qū)碳排放總量呈現(xiàn)出先增加后減少的倒“U”形曲線趨勢。而產(chǎn)業(yè)1在地區(qū)內比重的提升可視為產(chǎn)業(yè)結構的高級化演進過程，據(jù)此可提出推論3：產(chǎn)業(yè)結構高級化水平的提升將使得該地區(qū)碳排放總量呈現(xiàn)倒“U”形曲線趨勢。

2 模型構建與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構建

依據(jù)上文數(shù)理分析及研究推論，本文分別進行以下兩個方面的實證研究。

一是研究收入差距對碳排放的影響，設定如下基準回歸模型：

[PCO2it=β0+β1T?eilit+β2Xit+ui+vt+εit] ， " " "（9）

其中：[PCO2it]表示i省t期人均碳排放總量，[T?eilit]表示i省t期居民收入分配差距，Xit為一組控制變量，ui、vt分別為省份、年份的固定效應，[ε]it為殘差項。

二是研究收入差距是否以產(chǎn)業(yè)結構演進對碳排放產(chǎn)生異質性影響，采用常見的中介效應模型進行分析。構建如下實證模型：

[TLit=a0+a1T?eilit+a2Xit+ui+vt+εit] ， " " "（10）

[PCO2it=b0+c'1T?eilit+b1TLit+b2Xit+ui+vt+εit] ， （11）

[TSit=a3+a4T?eilit+a5Xit+ui+vt+εit] ， " " "（12）

[PCO2it=b3+c'2T?eilit+b4TLit+b5Xit+ui+vt+εit] ， " （13）

其中：[TLit]和[TLit]分別表示i省t期產(chǎn)業(yè)結構的合理化程度與高級化程度。

2.2 變量設定

2.2.1 被解釋變量

對于碳排放[PCO2it]的衡量，采用人均碳排放總量（噸CO2/10人）進行測度，使用分地區(qū)終端能源消費量對二氧化碳排放量進行測算，測算公式如下：

[ECO2=iAi×ci] ， " " " " " " " " " " " "（14）

其中：[Ai]為第i種能源的消費量（單位：噸/米3），[Ai=Fi+Ti+Hi?Ni]，[Fi]、[Ti、Hi]、[Ni]分別為能源i的終端消費量、用于發(fā)電的能源消費量、用于供熱的能源消費量以及用于工業(yè)原材料的消費量，同時能源種類的選擇及二氧化碳排放系數(shù)參照文獻［13］確定，因而最終選擇原煤、洗精煤、其他洗煤、型煤、焦炭、焦爐煤氣、高爐煤氣、其他煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、煉廠干氣、天然氣這16種能源進行測算。

2.2.2 解釋變量

對于核心解釋變量居民收入分配差距，使用泰爾指數(shù)進行衡量，表達式為[T=1nilogYyi]，其中：[yi]為i地區(qū)收入水平，[Y]為該區(qū)域平均收入水平。此外，使用分組加權法得出的基尼系數(shù)（Gini index）對收入差距進行穩(wěn)健性檢驗。

在中介效應分析中，產(chǎn)業(yè)結構演進也是重要的解釋變量。將產(chǎn)業(yè)結構演進劃分為產(chǎn)業(yè)結構合理化與高級化兩種類型，產(chǎn)業(yè)結構的合理化程度用廣義熵進行測度[TL=i=1nYi/YLnYi/LiY/L]，[i∈1，2，3]。其中：Y為國內生產(chǎn)總值，L為國內就業(yè)總人數(shù)，i依次表示為第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)，TL的值越大，表明產(chǎn)業(yè)結構的偏離度越大。產(chǎn)業(yè)結構的高級化程度用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比進行衡量，表達式為[TS=Y3Y2]，[Y3]與[Y2]分別表示第三和第二產(chǎn)業(yè)增加值，TS的值越大，表明產(chǎn)業(yè)結構的高級化程度越大。

2.2.3 控制變量

人口規(guī)模水平（[Pit]），用該地區(qū)年末常住人口（億人）衡量。能源消耗強度（[EGit]），用單位地區(qū)生產(chǎn)總值能耗（噸標準煤，萬元）衡量。新型城鎮(zhèn)化水平（[Urbit]），用該地區(qū)城鎮(zhèn)人口占年末常住人口的比重（%）衡量。人力資本投入水平（[EDUit]），用該地區(qū)高等教育生均支出（萬元）衡量。居民的平均消費傾向（[APCit]），用人均消費支出（元）占人均可支配收入（元）的比重衡量。經(jīng)濟發(fā)展水平（[PGDPit]），用該地區(qū)人均實際國內生產(chǎn)總值（元）進行衡量。

2.3 數(shù)據(jù)說明

綜合上述測度指標數(shù)據(jù)的可得性，選定分析1997—2021年30個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)（西藏除外）。各數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》及各省市的統(tǒng)計年鑒。為保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，在剔除物價因素后，對除占比外的變量取自然對數(shù)值，各變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

對公式（9）分別進行?F檢驗（F-test，聯(lián)合假設檢驗）與Hausman檢驗（豪斯曼檢驗），得出該模型支持進行固定效應檢驗，基準回歸結果見表2。

如表2中第（1）列結果所示，解釋變量居民收入差距的回歸系數(shù)顯著為正，第（2）列控制了省份、年份的固定效應，回歸系數(shù)依然保持顯著為正，初步印證了推論1。第（3）和（4）列的回歸引入了體現(xiàn)地區(qū)人口規(guī)模、能源消耗、城鎮(zhèn)化進程、消費水平、人力資本投入以及經(jīng)濟發(fā)展水平的控制變量，回歸結果均表明居民收入差距對人均碳排放規(guī)模具有顯著的正向影響。第（4）列為包含全部控制變量及固定效應的實證結果，結果表明居民收入差距每提高1%，人均碳排放規(guī)模增長約0.175 6 t。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為有效控制變量之間的內生關聯(lián)問題，采用滿足工具變量相關性和外生性假設的自然失業(yè)率作為居民收入差距的工具變量進行估計。其他穩(wěn)健性檢驗見表3。引入工具變量后的回歸結果見表3第（1）列顯示，居民收入差距對碳排放規(guī)模的影響仍為顯著的正向促進作用。

為避免居民收入差距衡量方法對回歸結果造成偏誤影響，本文將衡量居民收入差距的泰爾指數(shù)替換為基尼系數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表3第（2）列所示，基尼系數(shù)同人均碳排放規(guī)模之間保持顯著的正相關關系。此外，依次將控制變量中的人力資本投入水平與人均實際GDP規(guī)模替換為研發(fā)投入支出規(guī)模（萬元）及人均可支配收入水平（元），并取自然對數(shù)值，得到的穩(wěn)健性檢驗結果見表3第（3）和（4）列所示，其結果同樣保持穩(wěn)健。

3.3 機制檢驗

在前述實證分析的基礎上，進一步進行機制檢驗，由于產(chǎn)業(yè)結構的演進通常分為產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化，因此分別對二者進行機制檢驗。中介效應檢驗結果見表4。表4中第（1）列是前述基準回歸結果；第（2）列為居民收入差距與產(chǎn)業(yè)結構合理化之間的回歸，二者存在顯著的負相關關系，表明居民收入差距的擴大對產(chǎn)業(yè)結構合理化具有抑制作用；第（3）列同時控制居民收入差距和產(chǎn)業(yè)結構合理化，結果顯示當引入產(chǎn)業(yè)結構合理化這一解釋變量后，居民收入差距對碳排放規(guī)模依然保持顯著正相關關系，但回歸系數(shù)從0.563 2降低至0.551 3，說明產(chǎn)業(yè)結構合理化發(fā)揮了部分中介效應，驗證了推論2的內容。

對于產(chǎn)業(yè)結構高級化過程而言，表4第（4）列為居民收入差距與產(chǎn)業(yè)結構高級化之間的回歸，二者同樣存在顯著負相關關系，表明居民收入差距的擴大對產(chǎn)業(yè)結構高級化也具有抑制作用；表4第（5）列同時控制居民收入差距和產(chǎn)業(yè)結構高級化，結果顯示在引入產(chǎn)業(yè)結構高級化后，居民收入差距對碳排放規(guī)模的回歸系數(shù)依然顯著，但從0.563 2降低至0.303 5，發(fā)揮了部分中介效應；為進一步檢驗產(chǎn)業(yè)結構高級化演進同碳排放之間是否存在二次項關系，如表4第（6）列所示，產(chǎn)業(yè)結構高級化平方項的系數(shù)同樣顯著，表明產(chǎn)業(yè)結構高級化與碳排放之間確實存在倒“U”形關系，驗證了推論3的內容，即當?shù)貐^(qū)內第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值之比小于0.653時，隨著產(chǎn)業(yè)結構的高級化演進，人均碳排放規(guī)模呈遞增趨勢，而當超過這一臨界值時，產(chǎn)業(yè)結構的進一步演進將促進人均碳排放規(guī)模降低。

3.4 進一步討論

由于各省份經(jīng)濟發(fā)展水平不同，為了識別不同區(qū)域是否會對產(chǎn)業(yè)結構演進的中介效應產(chǎn)生異質性影響，因此在上述中介效應檢驗的基礎上，進行分區(qū)域回歸檢驗。一種分類方式為根據(jù)地理空間進行劃分，將各省份劃分為東部、中部、西部3個區(qū)域；另一種分類方式為依據(jù)各省份第三產(chǎn)業(yè)增加值規(guī)模占當年GDP的比重，將各省份劃分為第三產(chǎn)業(yè)主導地區(qū)與第二產(chǎn)業(yè)主導地區(qū)。

由分組檢驗的回歸結果可知，在以產(chǎn)業(yè)結構合理化為中介效應的回歸分析中，東部地區(qū)回歸結果穩(wěn)?。恢胁康貐^(qū)的回歸結果呈正相關但不顯著，西部地區(qū)出現(xiàn)相反的回歸結果，表明居民收入差距收斂而導致的人均碳排放減少主要表現(xiàn)在東部地區(qū)，并在此過程中產(chǎn)業(yè)結構合理化發(fā)揮了部分中介效應，以第三產(chǎn)業(yè)為主導的地區(qū)回歸結果同樣印證了這一結論。此外，同樣存在因區(qū)域而導致的異質性產(chǎn)業(yè)結構合理化中介效應，以第二產(chǎn)業(yè)為主導的地區(qū)回歸結果同西部地區(qū)相似，這同該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)演進、收入差距及碳排放規(guī)模的基礎緊密相關，上述地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的合理化程度相對偏低且能耗規(guī)模較大，在經(jīng)濟發(fā)展中伴隨的收入差距收斂尚不能形成對人均碳排放的同向作用。

相似地，在以產(chǎn)業(yè)結構高級化為中介效應的回歸分析中，東部地區(qū)與第三產(chǎn)業(yè)主導地區(qū)的回歸結果穩(wěn)健，中部地區(qū)的回歸結果呈正相關但不顯著，西部地區(qū)和第二產(chǎn)業(yè)主導地區(qū)則呈現(xiàn)出異質性。由此表明，在東部及第三產(chǎn)業(yè)主導地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)揮了部分中介效應，收入差距與人均碳排放呈同向變動；而在西部和第二產(chǎn)業(yè)主導地區(qū)，收入差距與人均碳排放呈反向變動，這同樣是與該區(qū)域發(fā)展實際相關。

4 結論與政策建議

本文通過構建理論模型，刻畫了收入差距、產(chǎn)業(yè)結構變動對碳排放的作用影響，在此基礎上，運用1997—2021年的省級面板數(shù)據(jù)，以產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高級化演進為中介，實證分析了收入差距對人均碳排放規(guī)模的影響，得出以下結論：一是居民收入差距的收斂有助于人均碳排放規(guī)模的降低，這一結論穩(wěn)健，不受變量設置、實證方法和數(shù)據(jù)構成等影響；二是居民收入差距以產(chǎn)業(yè)結構演進為中介渠道對人均碳排放規(guī)模產(chǎn)生作用，居民收入差距的縮小推升了產(chǎn)業(yè)結構合理化及產(chǎn)業(yè)結構高級化，產(chǎn)業(yè)結構的正向演進導致人均碳排放規(guī)模降低，此外，這一中介效應具有區(qū)域異質性特征。

基于以上結論，為進一步在高質量發(fā)展中統(tǒng)籌協(xié)調好居民收入分配差距調節(jié)與“雙碳”目標的實現(xiàn)，本文提出以下建議：一方面，應加快產(chǎn)業(yè)結構向合理化與高級化演進的力度與步伐，轉變發(fā)展動能，將資源節(jié)約、能耗降低、污染治理納入產(chǎn)業(yè)結構升級的目標方向，提高產(chǎn)業(yè)發(fā)展的技術水平，促進產(chǎn)業(yè)結構向有利于可持續(xù)發(fā)展的方向演進升級，實現(xiàn)質量與效率變革，實現(xiàn)在碳排放約束下的經(jīng)濟高質量發(fā)展。另一方面，要促進各要素資源合理流動，尤其是對勞動要素資源，通過產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及對勞動要素的合理配置，有效調節(jié)各行業(yè)之間勞動要素報酬的相對差距。在初次分配中注重效率與公平，既有助于調節(jié)居民收入分配差距，減小收入不平等程度，又可以進一步引致消費需求的發(fā)展升級，進而作用于供給端的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高產(chǎn)業(yè)結構的合理化水平，實現(xiàn)各產(chǎn)業(yè)合理有序發(fā)展，人均碳排放規(guī)模穩(wěn)步降低。

5 參考文獻

［1］徐唯燊.改革開放以來中國城鄉(xiāng)居民收入差距變遷與展望［J］.商業(yè)經(jīng)濟研究，2023（14）：185-188.

［2］董燕.黃健元.中等收入群體的消費擴容靶向效應與產(chǎn)業(yè)升級聯(lián)動機制分析［J］.商業(yè)經(jīng)濟研究，2022（22）：181-184.

［3］程玉鴻.程馳.城鄉(xiāng)收入差距對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制研究：基于發(fā)展階段轉變視角［J］.經(jīng)濟問題探索，2021（11）：58-66.

［4］林毅夫.陳斌開.發(fā)展戰(zhàn)略、產(chǎn)業(yè)結構與收入分配［J］.經(jīng)濟學（季刊），2013（4）：1109-1140.

［5］胡立君.鄭艷.中國收入差距與產(chǎn)業(yè)結構調整互動關系的實證分析［J］.宏觀經(jīng)濟研究，2019（11）：63-73.

［6］郭朝先.產(chǎn)業(yè)結構變動對中國碳排放的影響［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2012（7）：15-20.

［7］Jorgenson A K.Economic development and the carbon intensity of human well-being［J］．Nature Climate Change，

2014，4（3）：186-189．

［8］鄧光耀.韓君.張忠杰.產(chǎn)業(yè)結構升級、國際貿(mào)易和能源消費碳排放的動態(tài)演進［J］.軟科學，2018（4）：35-38，48.

［9］趙玉煥.錢之凌.徐鑫.碳達峰和碳中和背景下中國產(chǎn)業(yè)結構升級對碳排放的影響研究［J］.經(jīng)濟問題探索，2022（3）：87-105.

［10］占華.收入差距對環(huán)境污染的影響研究：兼對“EKC”假說的再檢驗［J］.經(jīng)濟評論，2018（6）：100-112，166.

［11］張云輝.郝時雨.收入差距與經(jīng)濟集聚對碳排放影響的時空分析［J］.軟科學，2022（3）：62-67.82.

［12］原嫄，席強敏，孫鐵山.等.產(chǎn)業(yè)結構對區(qū)域碳排放的影響：基于多國數(shù)據(jù)的實證分析［J］.地理研究，2016（1）：82-94.

［13］王文舉.陳真玲.中國省級區(qū)域初始碳配額分配方案研究：基于責任與目標、公平與效率的視角［J］.管理世界，2019（3）：81-98.