龐建剛，李思思

（西南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川綿陽(yáng) 621000）

2011 年，我國(guó)國(guó)家發(fā)展改革委印發(fā)了《成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)區(qū)域規(guī)劃》，至2020 年，四川省與重慶市的生產(chǎn)總值（GDP）之和在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中所占比例由2011 年的6.00%提高至2020 年的7.27%，增長(zhǎng)率達(dá)到22.13%1）。中共中央政治局審議通過(guò)的《成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈建設(shè)規(guī)劃綱要》明確提出，協(xié)同建設(shè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系、加強(qiáng)污染跨界協(xié)同治理和探索綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展新路徑是成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈未來(lái)發(fā)展的重要內(nèi)容。隨著基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與投資環(huán)境的進(jìn)一步優(yōu)化，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈擁有連接我國(guó)西南西北，溝通東亞與東南亞、南亞的特殊地理優(yōu)勢(shì)，在開(kāi)拓國(guó)際市場(chǎng)空間、進(jìn)一步優(yōu)化與穩(wěn)定產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈，建立以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局中的重要作用將進(jìn)一步提升。我國(guó)東中部區(qū)域產(chǎn)業(yè)水平提升帶來(lái)的產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移，為成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈提供了產(chǎn)業(yè)進(jìn)一步優(yōu)化的良好條件，但在經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長(zhǎng)的同時(shí)，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈能源消費(fèi)與碳排放量規(guī)模也在迅速擴(kuò)大。那么，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平和碳排放效率的整體優(yōu)化程度究竟如何？怎樣實(shí)現(xiàn)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和碳排放效率的高效耦合協(xié)調(diào)？對(duì)上述問(wèn)題的解答，一方面對(duì)于推動(dòng)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈經(jīng)濟(jì)和環(huán)境統(tǒng)籌發(fā)展具有理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義，另一方面也可以為我國(guó)實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排目標(biāo)提供新視角。

1 文獻(xiàn)綜述

就產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)碳排放的影響而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)碳排放量產(chǎn)生重要影響的觀點(diǎn)已經(jīng)得到普遍認(rèn)可，如周迪等［1］通過(guò)從綠色稅收角度研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化將會(huì)明顯影響我國(guó)CO2排放量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級(jí)化均有利于減少碳排放；朱永彬等［2］認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和能源利用效率的提高會(huì)導(dǎo)致我國(guó)未來(lái)碳排放總量呈倒“U”型的變化趨勢(shì)。不過(guò)，也有一些研究者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)碳排放量的影響較小，如顧阿倫等［3］通過(guò)分析碳排放量和碳排放強(qiáng)度的變化原因認(rèn)為，科學(xué)技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)碳排放量減少的貢獻(xiàn)很大、對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的貢獻(xiàn)較?。籗chipper 等［4］研究發(fā)現(xiàn)，日本和美國(guó)等幾個(gè)國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)本國(guó)碳排放量的影響較小，但是其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變?cè)黾恿税拇罄麃?、挪威、荷蘭等其他國(guó)家的碳排放量；黃亮雄等［5］研究指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效果不明顯的現(xiàn)象可能是因?yàn)楸緟^(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有“損人利己”效果，即在提高了自身環(huán)境水平的同時(shí)卻在污染其他區(qū)域的環(huán)境；徐成龍等［6］以我國(guó)山東省為研究對(duì)象，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)減少碳排放量的貢獻(xiàn)程度主要在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，即工業(yè)比重越小，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于碳排放量降低的貢獻(xiàn)也越高。

從碳排放對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響來(lái)看，目前相關(guān)研究主要基于政府監(jiān)管的角度探討碳排放的政府環(huán)境規(guī)制對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響［7］。其中，環(huán)境規(guī)制不僅包括政府部門出臺(tái)的限制性環(huán)保政策措施，也包括政府部門指導(dǎo)下的不同利益群體對(duì)環(huán)保權(quán)利和義務(wù)、責(zé)任的參與，包括與污染者的交涉與磋商［8］。陸菁［9］、肖興志等［10］研究提出，對(duì)環(huán)境的嚴(yán)格規(guī)制將成為一種有效的倒逼機(jī)制，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整與提升。在政府的各種節(jié)能減排措施中，碳稅和碳交易被認(rèn)為是最有效率的經(jīng)濟(jì)手段［11］。湯維祺等［12］研究認(rèn)為，從社會(huì)生產(chǎn)側(cè)看，由于減排政策約束了企業(yè)的碳排放，從而增加了能源投資的邊際成本，而各個(gè)產(chǎn)業(yè)又因?yàn)槠渑欧艔?qiáng)度差異，生產(chǎn)成本所受到的影響也有不同，由此產(chǎn)生了資金積累路徑和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上的調(diào)整；從社會(huì)需求側(cè)看，政策沖擊將會(huì)透過(guò)市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制向上下游行業(yè)和消費(fèi)者之間傳遞。

由此可見(jiàn)，通過(guò)提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以降低碳排放量、改善碳排放績(jī)效，同時(shí)碳排放政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升有促進(jìn)效果，這也表明了碳排放政策與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間彼此影響、互為作用，從而形成了相互耦合的互動(dòng)體系。有研究者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放量的耦合協(xié)調(diào)關(guān)系作出了進(jìn)一步研究，如周迪等［13］用擴(kuò)展的耦合模型研究考察我國(guó)區(qū)域碳排放效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的耦合關(guān)系發(fā)現(xiàn)，我國(guó)近一半省份屬于低水平耦合類型；張翱祥等［7］的實(shí)證研究結(jié)果顯示，我國(guó)中部六省碳排放效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級(jí)化的耦合協(xié)調(diào)度相對(duì)較低，都處在中度失調(diào)和中度協(xié)調(diào)之間，但是碳排放效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的耦合協(xié)調(diào)度有逐漸提高的態(tài)勢(shì)；曹麗斌等［14］研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和 CO2排放量正處于中度耦合一致的發(fā)展階段，不同類型的城市耦合協(xié)調(diào)度大小表現(xiàn)為“資源型城市＞工業(yè)型城市＞服務(wù)業(yè)型城市”，在其他類型城市中，工業(yè)占比相對(duì)較大的城市的耦合協(xié)調(diào)度和一致性往往超過(guò)了農(nóng)業(yè)與服務(wù)業(yè)占比高的城市。

雖然已有學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和碳排放的關(guān)系展開(kāi)了逐步深入的研究，但主要側(cè)重于對(duì)二者之間的單向關(guān)聯(lián)，基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和碳排放之間耦合協(xié)調(diào)關(guān)系的研究相對(duì)較少，少許對(duì)二者之間耦合協(xié)調(diào)度的研究?jī)H落于省級(jí)和地級(jí)市層面，關(guān)于縣級(jí)層面的研究相對(duì)較少。根據(jù)《成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈建設(shè)規(guī)劃綱要》提出的分類推進(jìn)大中小城市和縣城發(fā)展，本研究將基于DMSP/OLS、NPP/VIIRS 兩套夜間燈光數(shù)據(jù)反演得出的縣域碳排放數(shù)據(jù)，運(yùn)用非期望超效率SBM 模型對(duì)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的縣域碳排放效率進(jìn)行測(cè)算，并對(duì)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈141 個(gè)區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空分布格局以及空間差異進(jìn)行分析。

2 研究區(qū)域、方法與指標(biāo)構(gòu)建

2.1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來(lái)源

2021 年中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)的《成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈建設(shè)規(guī)劃綱要》對(duì)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的地域范圍進(jìn)行了明確界定，為增強(qiáng)研究對(duì)象的可比性，將研究對(duì)象的維度設(shè)定為區(qū)縣級(jí)。成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈共142個(gè)區(qū)縣，由于四川省廣安市的前鋒區(qū)設(shè)立于2013 年，數(shù)據(jù)缺失年份較多，所以本研究對(duì)象為除了前鋒區(qū)外的其他141 個(gè)區(qū)縣（以下簡(jiǎn)稱“樣本”），樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2005—2020 年，來(lái)源于歷年《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》以及EPS 全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)/分析平臺(tái)。在空間劃分方面，參考肖磊等［15］的做法，將成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈劃分為成都主城區(qū)、成都平原地區(qū)、川東北地區(qū)、川南地區(qū)、重慶主城區(qū)、渝東地區(qū)、渝西地區(qū)等7 個(gè)空間板塊，具體如表1 所示。

表1 成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈縣域空間劃分

2.2 研究方法

2.2.1 非期望產(chǎn)出超效率SBM 模型

超效率SBM 模型由Andersen 等［16］人提出，是對(duì)傳統(tǒng)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型的進(jìn)一步發(fā)展，解決了在傳統(tǒng)DEA 模型中最大效率值均為1 的決策單元不能分類的缺陷，區(qū)分了各種最大效能值都為1 的決策單元。假設(shè)有n個(gè)決策單元、m個(gè)生產(chǎn)投入變量、q1個(gè)期望產(chǎn)出和q2個(gè)非期望產(chǎn)出，構(gòu)建包含非期望產(chǎn)出的超效率 SBM 模型的線性規(guī)劃式如下：

式（1）中：p為碳排放效率值；xi、yr和bt分別代表投入變量、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出；分別為投入變量、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的松弛變量；λ為權(quán)重向量。

2.2.2 耦合協(xié)調(diào)模型

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和碳排放效率耦合度的表達(dá)式如下：

式（2）中：A表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的耦合度；表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，表示碳排放效率。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的耦合協(xié)調(diào)度表達(dá)式如下：

式（3）（4）中：T表示綜合協(xié)調(diào)指數(shù)；c和d表示待定系數(shù)，本研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率同樣關(guān)鍵，因此將c和d均設(shè)置為0.5；D表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)與碳排放效率的耦合協(xié)調(diào)度。

2.2.3 Dagum 基尼系數(shù)分解法

為確定影響成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度空間差異的最主要因素，引入了Dagum 基尼系數(shù)分解法。Dagum 基尼系數(shù)分解法可將耦合協(xié)調(diào)度的總體基尼系數(shù)分解為區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間和超變密度貢獻(xiàn)等3 個(gè)部分，其中超變密度貢獻(xiàn)是劃分子群時(shí)，區(qū)域間存在的耦合協(xié)調(diào)度的交叉項(xiàng)對(duì)總體差異產(chǎn)生的影響。表達(dá)式如下：

式（5）中，G表示總體基尼系數(shù)，數(shù)值越大表示耦合協(xié)調(diào)度的總體差異越大。

2.2.4 空間自相關(guān)檢驗(yàn)方法

莫蘭指數(shù)（Moran'sI）由Moran［17］所提出，可以反映空間集聚現(xiàn)象及其與相鄰單元之間屬性值的相似程度。計(jì)算公式如下：

式（6）中：xa和xb為成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈中第a個(gè)區(qū)縣和第b個(gè)區(qū)縣的觀測(cè)值；為空間權(quán)重矩陣W中的對(duì)應(yīng)元素；S為空間權(quán)重矩陣中每個(gè)元素之和。

采用的空間權(quán)重矩陣為Queen 鄰接權(quán)重矩陣，將樣本區(qū)縣之間共邊或共點(diǎn)的情況定義為鄰接，相連的區(qū)縣設(shè)為1，不相連的區(qū)縣則為0。莫蘭指數(shù)的取值區(qū)間為 ［-1,1］，大于0 說(shuō)明觀測(cè)值具有正的空間結(jié)構(gòu)相關(guān)關(guān)系，小于0 則表明觀測(cè)值具有負(fù)的空間結(jié)構(gòu)相關(guān)關(guān)系，該指標(biāo)的絕對(duì)值越接近于1，即說(shuō)明空間相關(guān)性程度越高。采用莫蘭指數(shù)可以檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)是否具有空間集聚性，但并不能反映地區(qū)內(nèi)局部的空間集聚特點(diǎn)，難以確定局部空間活動(dòng)的穩(wěn)定性，所以，Anselin［18］提出了莫蘭散點(diǎn)圖用以識(shí)別區(qū)域空間熱點(diǎn)。莫蘭散點(diǎn)圖共有4 個(gè)象限，分別代表了HH（“高高”，第一象限）、LH（“低高”，第二象限）、LL（“低低”，第三象限）、HL（“高低”，第四象限）4 種不同的局部空間聚集形態(tài)。

2.3 指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.3.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)

從整體國(guó)民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)情況來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升可體現(xiàn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)重心從第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)、繼而向第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變，故參考徐敏等［19］、周迪等［13］的做法，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平。計(jì)算公式如下：

2.3.2 碳排放效率

（1）資本投入。以Goldsmith［20］提倡的永續(xù)盤存法中的資本存量衡量資本投入。計(jì)算公式為：

借鑒張軍等［21］人的研究，以2005 年為基期，將基期年份的社會(huì)固定資產(chǎn)總額除以10%后作為地區(qū)的初始資本存量，往后年份參考式（8），按照 9.6%的年折舊率測(cè)算2005—2020 年的數(shù)據(jù)。資本投入指標(biāo)采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)統(tǒng)一調(diào)整為以2005 年為基期的相應(yīng)值，單位為萬(wàn)元。需要說(shuō)明的是，由于缺乏四川省各區(qū)縣和地級(jí)市的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，因此參考王振華等［22］的做法，采用上級(jí)平減指數(shù)（省級(jí)）代替。

（2）勞動(dòng)投入。由于四川省和重慶市內(nèi)區(qū)縣人口指標(biāo)披露口徑存在不一致性，根據(jù)研究對(duì)象的數(shù)據(jù)特征，以GDP 與人均GDP 相除得到的人口數(shù)量衡量勞動(dòng)投入。

（3）能源投入。囿于縣域數(shù)據(jù)的可得性，參考張?chǎng)析蔚龋?3］的研究，采用規(guī)模以上工業(yè)能源消費(fèi)總量和區(qū)縣農(nóng)村用電量衡量各區(qū)縣的能源投入；對(duì)于部分年份數(shù)據(jù)缺失，參考王凱［24］的做法，采用Stata 中的線性插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。

（4）期望產(chǎn)出。選取GDP 代表期望產(chǎn)出，并去除通貨膨脹的因素，使用GDP 平減指數(shù)，將成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)各區(qū)縣各年度的名義GDP 進(jìn)行折算，最后得出以2005 年為基期的實(shí)際GDP。

（5）非期望產(chǎn)出。夜間照明和社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)高度關(guān)聯(lián)，所以使用 Chen 等［25］人對(duì) DMSP/OLS、NPP/VIIRS 兩套夜間燈光數(shù)據(jù)反演得出的 2000—2017 年我國(guó)區(qū)縣碳排放數(shù)據(jù)衡量成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)各區(qū)縣的CO2排放量，并參考王凱［24］的做法，采用線性插值法將2018—2020 年的數(shù)據(jù)補(bǔ)齊。其中，Chen 等［25］通過(guò)采用非線性模型方式進(jìn)一步提高了兩套夜間燈光數(shù)據(jù)分析的銜接和綜合精確度，與莫惠斌等［26］得到的能源核算的碳排放數(shù)據(jù)擬合R2 高達(dá) 0.998，表明此方法適用于成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈縣域的碳排放研究。

2.3.3 影響因素變量

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展（EB）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放之間的關(guān)系產(chǎn)生重要影響［26］。余志偉等［27］、鄭航等［28］以人均GDP 衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而為減少各指標(biāo)之間的內(nèi)生性，本研究以人均金融機(jī)構(gòu)的年末儲(chǔ)蓄余額反映區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（2）政府干預(yù)（GI）。采用一般財(cái)政公共預(yù)算支出占GDP 的比重來(lái)度量政府部門的干預(yù)能力。根據(jù)路正南等［29］、馮林等［30］研究，財(cái)政支出水平直觀體現(xiàn)了當(dāng)?shù)卣梢岳玫母鞣N資源的多寡，也就確定了各區(qū)縣政府部門可以在多大程度為當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展貢獻(xiàn)優(yōu)惠政策租。

（3）城鎮(zhèn)化水平（UR）。以城鎮(zhèn)化率衡量各區(qū)縣的城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化的發(fā)展給第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了機(jī)遇，可以推動(dòng)社會(huì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高層次化的過(guò)渡［19］；但是，消費(fèi)方式的高碳化也直接造成了能源費(fèi)用和碳排放量的上升［31］。

（4）科技創(chuàng)新潛力（STIP）。有學(xué)者提出，人力資本的積累加上知識(shí)和信息溢出促成了科技創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［32］，故本研究認(rèn)為，通過(guò)中學(xué)入學(xué)人數(shù)衡量各區(qū)縣的總體受教育水平能夠在一定程度上反映地區(qū)的科技創(chuàng)新潛力。

（5）金融發(fā)展程度（FD）。金融總量的增長(zhǎng)和內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化都有助于科學(xué)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升，進(jìn)而減少碳排放［33］。參考馮林等［30］的研究，以金融機(jī)構(gòu)年末信貸余額占GDP 比例評(píng)價(jià)區(qū)縣金融發(fā)展的情況。

對(duì)于影響因素指標(biāo)中的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，參考王凱［24］的做法，首先采用Stata 對(duì)其進(jìn)行線性插補(bǔ)，存在極個(gè)別由于某指標(biāo)所有年份數(shù)據(jù)缺失而不能補(bǔ)齊數(shù)據(jù)的區(qū)縣，以GDP 為參考，采用研究對(duì)象中GDP 值與其最為接近的區(qū)縣數(shù)據(jù)將缺失數(shù)據(jù)補(bǔ)齊。影響因素變量中涉及價(jià)格的指標(biāo)，采用GDP 平減指數(shù)統(tǒng)一調(diào)整為以 2005 年為基期的相應(yīng)值。

3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空特征

3.1 總體特征

通過(guò)計(jì)算各區(qū)縣逐年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度，同時(shí)參考曹麗斌等［14］的方法，將樣本區(qū)縣按耦合協(xié)調(diào)度大小劃分為分離階段（0.00～0.40）、拮抗階段（0.41～0.50）、磨合階段（0.51～0.60）和耦合階段（0.61～1.00）4 種類型。受篇幅限制，在此只將各區(qū)縣的耦合協(xié)調(diào)度數(shù)值按照空間劃分進(jìn)行披露（見(jiàn)表2）。

由表2 可知，樣本區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的耦合協(xié)調(diào)度均值為0.464，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率正處于拮抗階段，且空間分布極不均勻，其中耦合協(xié)調(diào)度均值最高的是重慶市渝中區(qū)（0.822），最低的是四川省遂寧市安居區(qū)（0.236）；重慶主城區(qū)與成都主城區(qū)耦合協(xié)調(diào)度均值最高，分別為0.664、0.619，處于耦合階段；渝西地區(qū)處于磨合階段（0.562），成都平原地區(qū)（0.420）、川南地區(qū)（0.415）和渝東地區(qū)（0.485）皆處于拮抗階段，只有川東北地區(qū)處于分離階段（0.395），即將進(jìn)入拮抗階段。

表2 2005—2020 年樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的耦合協(xié)調(diào)度

由圖1 可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度處于同一水平的區(qū)縣往往不是獨(dú)立的，而是和周邊臨近的區(qū)縣在耦合協(xié)調(diào)度上保持一致，呈現(xiàn)空間聚合特征：高度耦合協(xié)調(diào)的地區(qū)（耦合協(xié)調(diào)度在0.6 以上）主要分布在重慶主城區(qū)和成都主城區(qū)，且其他區(qū)縣的耦合協(xié)調(diào)度在空間上以重慶主城區(qū)與成都主城區(qū)為核心呈放射狀逐漸降低；同時(shí)，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈以重慶主城區(qū)與成都主城區(qū)為核心的放射性空間格局逐漸顯著，其中重慶主城區(qū)的放射作用隨著時(shí)間推進(jìn)不斷增強(qiáng)，周圍區(qū)縣的耦合協(xié)調(diào)度逐年提升，但是成都主城區(qū)的放射作用在逐漸減弱，周圍較高耦合協(xié)調(diào)度的區(qū)縣逐年減少。

圖1 樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的空間演變

3.2 Dagum 基尼系數(shù)分解

為揭示成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的區(qū)域差距及其來(lái)源，運(yùn)用MATLAB 軟件分別測(cè)算了2005—2020 年樣本區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的基尼系數(shù)，結(jié)果如表3 所示。

表3 2005—2020 年樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的Dagum 基尼系數(shù)分解結(jié)果

表3（續(xù)）

3.2.1 總體區(qū)域差異來(lái)源及其貢獻(xiàn)

由表3 可知，樣本區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的總體基尼系數(shù)處于0.118～0.154之間，均值為0.140，各區(qū)縣耦合協(xié)調(diào)度的差異較小。從時(shí)間演變過(guò)程來(lái)看，耦合協(xié)調(diào)度的總體區(qū)域差異呈現(xiàn)先上升后下降的變化趨勢(shì)，從2005 年的0.118 開(kāi)始逐年上升至2013 年的0.154 后逐漸下降，至2020 年平穩(wěn)在0.137，2005—2020 年的增長(zhǎng)幅度為16.10%。

從差異來(lái)源的大小來(lái)看，來(lái)源于區(qū)域間的差異最大（0.059～0.105），超變密度差異來(lái)源居中（0.020～0.039），而來(lái)源于區(qū)域內(nèi)的差異最?。?.016～0.024），區(qū)域間的差異貢獻(xiàn)率均值大于區(qū)域內(nèi)和超變密度，且區(qū)域間差異貢獻(xiàn)率不斷上升，從2005 年的50.20%增加至2020 年的63.66%，上升幅度為26.81%，而區(qū)域內(nèi)差異和超變密度差異呈現(xiàn)下降的態(tài)勢(shì)，尤其是超變密度差異在2008 年以后出現(xiàn)了大幅下降。說(shuō)明隨著時(shí)間推移，區(qū)域間與區(qū)域內(nèi)差異的交互影響逐漸減弱，區(qū)域間差異是成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度差異產(chǎn)生的主要來(lái)源。因此，縮小區(qū)域間差距是解決成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率區(qū)域不平衡問(wèn)題的關(guān)鍵。

3.2.2 區(qū)域內(nèi)差異

在考察期內(nèi)，樣本區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率差異的均值呈現(xiàn)總體下降的變化趨勢(shì)，其中成都平原地區(qū)內(nèi)耦合協(xié)調(diào)度的差異最大，渝東地區(qū)內(nèi)的差異最小，其他地區(qū)處于中間水平。

3.2.3 區(qū)域間差異

整體來(lái)看，樣本區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的區(qū)域間差異均值從2005 年上升至2014 年后逐漸平緩。具體來(lái)看，成都平原地區(qū)、川東北地區(qū)、川南地區(qū)與成都主城區(qū)，成都平原地區(qū)、川東北地區(qū)、川南地區(qū)、渝東地區(qū)與重慶主城區(qū)，成都平原地區(qū)、川東北地區(qū)、川南地區(qū)與渝西地區(qū)的區(qū)域間差異的均值均高于全樣本區(qū)域間差異的平均水平，而其他區(qū)域間差異的均值都低于全樣本區(qū)域間差異的平均水平。其中，重慶主城區(qū)與川東北地區(qū)的區(qū)域間差異的均值最高，為0.255，川南地區(qū)與川東北地區(qū)的區(qū)域間差異的均值最低，僅為0.079。

3.3 空間自相關(guān)分析

3.3.1 全域莫蘭指數(shù)分析

樣本區(qū)縣2005—2020 年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的全域莫蘭指數(shù)如表4 所示。由于黔江區(qū)相鄰的彭水縣與酉陽(yáng)縣均不屬于成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的范圍內(nèi)，考慮黔江區(qū)與研究范圍內(nèi)其他地區(qū)之間的空間效應(yīng)，將直線距離最近的豐都縣設(shè)為黔江區(qū)的相鄰地區(qū)進(jìn)行研究?？梢?jiàn)，樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的全域莫蘭指數(shù)均為正數(shù)，且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明2005—2020 年成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的耦合協(xié)調(diào)度呈顯著的正空間自相關(guān)性，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間依賴特征，即某一區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)受到相鄰區(qū)縣協(xié)調(diào)發(fā)展程度的影響。全域莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)逐漸上升的變化趨勢(shì)，表明成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的空間集聚性不斷增強(qiáng)。

表4 樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度空間集聚性

表4（續(xù)）

3.3.2 局域莫蘭指數(shù)分析

基于局域莫蘭指數(shù)生成2005、2009、2016 和2020 年樣本區(qū)域的局域莫蘭散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖2），以揭示成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的空間關(guān)聯(lián)類型?？梢?jiàn)，2005-2020 年期間各區(qū)縣的空間聚集性不斷增強(qiáng)，最后主要聚集于第一和第三象限，即多數(shù)區(qū)縣都屬于LL、HH 類型。

圖2 樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度局域莫蘭指數(shù)演變

參考Rey 等［34］的時(shí)空躍遷分析法，基于成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空演化規(guī)律，將樣本區(qū)縣劃分為Ⅰ型、Ⅱ型、Ⅲ型和Ⅳ型等4 種類型（見(jiàn)表5）。由表6 可知，各區(qū)縣不同類型間轉(zhuǎn)換的概率相對(duì)較小，其中，由HL類型轉(zhuǎn)換為L(zhǎng)L 類型的概率最大，為0.093 6；I 型區(qū)縣占比為5.30%，Ⅱ型區(qū)縣占比為3.40%，Ⅲ型區(qū)縣占比為0.51%，Ⅳ型區(qū)縣占比為90.79%，大多區(qū)縣與相鄰區(qū)縣均未發(fā)生遷躍。由此可知，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的空間穩(wěn)定性較強(qiáng)。

表5 2005—2020 年樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度時(shí)空躍遷基本類型劃分

表6 2005—2020 年樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的轉(zhuǎn)移概率矩陣

4 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的影響因素分析

從以上分析結(jié)果可知，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的耦合協(xié)調(diào)度具有明顯的空間正向相關(guān)性，所以在構(gòu)建杜賓模型（SDM）研究相關(guān)影響因素時(shí)，將空間影響因素考慮進(jìn)來(lái)十分必要。首先通過(guò)Hausman 檢驗(yàn)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，進(jìn)而利用LR 檢驗(yàn)和Wald 檢驗(yàn)確定了選擇SDM 模型進(jìn)行研究的合理性；在此基礎(chǔ)上，分析各種影響因素對(duì)耦合協(xié)調(diào)度的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。

如表7 所示，大部分變量及滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)都在1%或5%顯著性水平下顯著，空間自相關(guān)系數(shù)（rho）結(jié)果為正并通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，證實(shí)了成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈各區(qū)縣的耦合協(xié)調(diào)度具有明顯的空間正相關(guān)效應(yīng)?？梢?jiàn)，城鎮(zhèn)化水平、科技創(chuàng)新潛力對(duì)耦合協(xié)調(diào)度有顯著的正向作用，政府干預(yù)和金融發(fā)展水平對(duì)耦合協(xié)調(diào)度具有顯著的負(fù)向作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)耦合協(xié)調(diào)度具有負(fù)向作用，但不明顯。

表7 2005—2020 年樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合影響因素的回歸結(jié)果

表7（續(xù)）

如表8 所示，變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接、間接以及總效應(yīng)結(jié)果均不顯著。由于國(guó)民經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，非農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)總值占比提高，企業(yè)資金便會(huì)進(jìn)入更高效的部門，因此擁有更多的技術(shù)和資本開(kāi)展減排科技的研究工作，從而能夠提升企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但是由于成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的總體碳排放效率較低，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)必然需要更大規(guī)模的能源投資與碳排放量來(lái)支撐。所以，根據(jù)張翱祥等［7］的研究結(jié)果，由于經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大而造成的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和碳排放效率之間的協(xié)同變化是不明顯的。

表8 2005—2020 年樣本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合影響因素的效應(yīng)分析結(jié)果

變量政府干預(yù)的直接效應(yīng)結(jié)果為負(fù)顯著、間接效應(yīng)結(jié)果為正顯著，說(shuō)明各區(qū)縣的政府干預(yù)會(huì)對(duì)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生明顯的抑制作用，但是能夠產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)鄰近區(qū)縣的發(fā)展。這主要是由于本地區(qū)政府的不當(dāng)干預(yù)會(huì)導(dǎo)致以爭(zhēng)取政策組為目的的大量產(chǎn)業(yè)集聚，使本地區(qū)進(jìn)入逐低競(jìng)爭(zhēng)的惡性循環(huán)；同時(shí)，有研究指出，大量重復(fù)性工程建設(shè)和資金的耗費(fèi)也不利于節(jié)能減排工作的進(jìn)行［29］，還會(huì)導(dǎo)致部分企業(yè)受到擠壓涌向相鄰地區(qū)，造成人才與技術(shù)的流失。

變量城鎮(zhèn)化水平的直接效應(yīng)在1%的顯著性水平下為正，而間接效應(yīng)結(jié)果為正但不顯著，說(shuō)明各區(qū)縣的城鎮(zhèn)化水平對(duì)本區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率協(xié)調(diào)發(fā)展有明顯的正向影響，但對(duì)鄰近區(qū)縣的溢出效應(yīng)較弱。根據(jù)孫葉飛等［35］的研究，這表明成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈的城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)產(chǎn)生質(zhì)量效應(yīng)，城鎮(zhèn)化在推動(dòng)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和清潔化生產(chǎn)方面控制CO2排放量的積極效果抵消了由農(nóng)業(yè)人口向中心城區(qū)轉(zhuǎn)移過(guò)程所引起的CO2排放量上升，最后對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)同發(fā)展產(chǎn)生了顯著的正向影響。

變量科技創(chuàng)新潛力的直接效應(yīng)結(jié)果在5%的顯著性水平下為正，在間接效應(yīng)中的結(jié)果并不顯著，表明各區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展主要受到本地科技創(chuàng)新潛力的影響，但目前尚未形成各區(qū)縣之間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。借鑒張翱祥等［7］的研究可知，各區(qū)縣科技創(chuàng)新潛力提升能夠?qū)Ρ緟^(qū)域創(chuàng)新發(fā)展起引領(lǐng)性作用，區(qū)縣的科技創(chuàng)新水平得到進(jìn)步后，可以通過(guò)創(chuàng)造新產(chǎn)業(yè)、更新生產(chǎn)技術(shù)和工藝等方式促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，同時(shí)帶動(dòng)企業(yè)碳排放效率提升，促進(jìn)二者之間協(xié)同發(fā)展。

變量金融發(fā)展水平的直接效應(yīng)在5%的顯著性水平下為負(fù)，間接效應(yīng)在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明各區(qū)縣的金融機(jī)構(gòu)為謀求收益最大化，將金融資源更多地配置于碳排放量水平較高的產(chǎn)業(yè)，阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展，這與金英君等［36］的研究發(fā)現(xiàn)一致。且當(dāng)?shù)亟鹑谫Y源流入高耗能產(chǎn)業(yè)會(huì)對(duì)其他低耗能產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生擠壓，導(dǎo)致低耗能產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至鄰近區(qū)縣，促進(jìn)相鄰區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

（1）成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度總體偏低，一直處于拮抗階段，即將步入磨合階段；耦合協(xié)調(diào)度的空間差異明顯，逐步形成成都主城區(qū)與重慶主城區(qū)的雙核心放射性空間格局，其中重慶主城區(qū)的放射作用隨著時(shí)間推進(jìn)不斷增強(qiáng)，但成都主城區(qū)的放射作用在逐漸減弱。

（2）成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的時(shí)空分異特征十分明顯，在時(shí)間上呈現(xiàn)先上升后下降的變化趨勢(shì)；在空間上，區(qū)域間差異是耦合協(xié)調(diào)度差異產(chǎn)生的主要來(lái)源。為此，縮小區(qū)域間差距是解決成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展不平衡的關(guān)鍵。

（3）成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的空間集聚性顯著且逐漸增強(qiáng)，即區(qū)縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)受到相鄰區(qū)縣協(xié)調(diào)發(fā)展程度的影響；且通過(guò)時(shí)空躍遷分析可知，成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)耦合協(xié)調(diào)度的空間格局穩(wěn)定性較強(qiáng)。

（4）成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的主要影響因素有政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平、科技創(chuàng)新潛力和金融發(fā)展水平。其中，政府干預(yù)和金融發(fā)展水平對(duì)耦合協(xié)調(diào)度產(chǎn)生了顯著的抑制作用，二者的彈性系數(shù)最大，因此，政府干預(yù)與金融發(fā)展水平是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率協(xié)同發(fā)展的關(guān)鍵；城鎮(zhèn)化水平、科技創(chuàng)新潛力和城市空間因素都對(duì)耦合協(xié)調(diào)度具有顯著的正向影響，是改變和調(diào)整成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的重要途徑；經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)耦合協(xié)調(diào)度雖會(huì)產(chǎn)生負(fù)向作用，但不明顯。

5.2 建議

（1）針對(duì)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度空間差異明顯現(xiàn)狀，針對(duì)各區(qū)縣的發(fā)展實(shí)際制定適宜的政策措施。具體如下：重慶主城區(qū)與成都主城經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平與碳排放效率在成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)都處于領(lǐng)先地位，地方政府應(yīng)當(dāng)首先維護(hù)本區(qū)域的平衡發(fā)展，積極向耦合協(xié)調(diào)程度相對(duì)較低的區(qū)域提供資本、科技和人力資源支撐并發(fā)揮引導(dǎo)示范的作用，尤其是成都主城區(qū)，降低本區(qū)域虹吸效應(yīng)對(duì)鄰近區(qū)域的影響，積極帶動(dòng)其他區(qū)域協(xié)同發(fā)展；渝西地區(qū)、成都平原地區(qū)、川南地區(qū)和渝東地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)已經(jīng)開(kāi)始轉(zhuǎn)型，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)同發(fā)展水平在成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈中處于中等或中等偏上位置，可借助其靠近耦合階段地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，開(kāi)發(fā)自身的科技創(chuàng)新潛力，通過(guò)人才培養(yǎng)和人才引進(jìn)積極吸納先進(jìn)低碳科技，在提升科技創(chuàng)新水平的同時(shí)，利用自身資源獲取等方面的優(yōu)勢(shì)進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以沖破經(jīng)濟(jì)發(fā)展瓶頸；川東北地區(qū)在發(fā)展過(guò)程中重能源、輕技術(shù)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率的協(xié)同發(fā)展水平在成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈中偏低，應(yīng)當(dāng)調(diào)整經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展方式，減少對(duì)能源資源的依賴，主動(dòng)引進(jìn)外界投資，通過(guò)優(yōu)化低碳技術(shù)提升本地區(qū)能源效率，推動(dòng)綠色經(jīng)濟(jì)和低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（2）充分發(fā)揮成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度空間溢出效應(yīng)顯著的優(yōu)勢(shì)，各地政府在出臺(tái)有關(guān)政策時(shí)注意兼顧相鄰區(qū)縣并強(qiáng)化地區(qū)間合作與交流，以做到資源優(yōu)勢(shì)相互促進(jìn)；還可以通過(guò)設(shè)置產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和低碳排放耦合協(xié)同發(fā)展試驗(yàn)地區(qū)，帶動(dòng)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為其他區(qū)域提供經(jīng)驗(yàn)參考。

（3）適度的政府干預(yù)、合理的金融資源配置是促進(jìn)成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率協(xié)同發(fā)展的關(guān)鍵。地方政府必須尊重市場(chǎng)規(guī)則，合理利用經(jīng)濟(jì)優(yōu)惠政策對(duì)市場(chǎng)的調(diào)節(jié)功能，出臺(tái)支持低碳排放相關(guān)措施，給予低碳中小企業(yè)優(yōu)惠政策支持，以吸引金融資源進(jìn)入低碳技術(shù)領(lǐng)域；同時(shí)必須將政府干預(yù)和金融發(fā)展視為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要契機(jī)，主動(dòng)帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)由第二產(chǎn)業(yè)為重向以第三產(chǎn)業(yè)和科學(xué)技術(shù)領(lǐng)域?yàn)榛A(chǔ)過(guò)渡，并合理控制高耗能領(lǐng)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，優(yōu)先發(fā)展低碳技術(shù)領(lǐng)域。

（4）開(kāi)發(fā)區(qū)域科技創(chuàng)新潛力、推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程是改變和調(diào)整成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與碳排放效率耦合協(xié)調(diào)度的重要途徑。積極良好的科技創(chuàng)新環(huán)境對(duì)于區(qū)域之間的技術(shù)溢出和聯(lián)動(dòng)尤其重要，地方政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)區(qū)域內(nèi)科技創(chuàng)新潛力的發(fā)掘，促進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新潛力向科技創(chuàng)新能力轉(zhuǎn)變，鼓勵(lì)區(qū)域之間的技術(shù)流動(dòng)，盡快形成各區(qū)域之間在低碳技術(shù)創(chuàng)新方面的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)；在推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程方面，注重提高城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量，在人口聚集的同時(shí)促進(jìn)知識(shí)創(chuàng)造、科學(xué)技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、提高能源排放效率。

注釋：

1）有關(guān)數(shù)據(jù)為筆者根據(jù)EPS 全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)/分析平臺(tái)數(shù)據(jù)計(jì)算得出。