于明超，余冉
一、引言
改革开放以来，中国经济经历了四十年的高速发展，取得了举世瞩目的成就，但长期以来的粗放型经济增长模式也不可避免地造成了自然资源的逐渐枯竭和生态环境的日益恶化。环境污染问题由来已久，并且环境污染具有明显的空间溢出性，某地区存在的污染往往会影响周边地区的环境质量，因而导致污染现象呈现出大范围扩张的趋势。数据显示，2015年中国338个地级以上城市中有265个城市的空气环境质量超标。自2010年起，中国各地陆续出现大范围的雾霾污染（郝新东和刘菲，2013），2016年秋冬季，北京、天津、河北等 11个省市的雾霾天气覆盖面积最高达到143万平方公里，影响人数超过8亿人（白俊红和聂亮，2018）。环境污染已严重制约中国经济的可持续发展，为此中国政府开展了一系列行之有效的工作。党的十八大以来，生态文明建设成为“五位一体”总体布局的重要组成部分。十九大强调必须树立和践行“绿水青山就是金山银山”的理念，坚持节约资源和保护环境的基本国策，着力解决突出环境问题，推进绿色发展并形成人与自然和谐发展的现代化建设新格局。由此可见，治理环境污染、提高环境质量已成为推动经济发展方式的转变进而实现经济高质量增长的关键举措。因此，学术界就环境污染的成因及改善途径展开了一系列较为丰富的研究，目前研究成果主要集中在经济增长、对外贸易以及环境规制对环境污染的影响机制等方面。而随着中国能源消费水平的不断提高，国内外学者也愈发关注能源要素与环境污染之间的影响机理，但其中关于能源的价格扭曲对环境污染的影响的研究相对缺乏。党的十九大报告中指出：中国经济正由高速增长阶段转向高质量发展阶段，必须坚持质量第一原则；社会主义市场经济体制改革必须以完善要素市场化配置为重点，实现要素自由流动、价格反应灵活、竞争公平有序；推进能源生产和消费革命，壮大节能环保产业。由此可见，能源要素市场的健康发展是经济高质量增长的重要保证。但一些地方政府为追求本地区的经济增长、吸引投资和扩大就业，一定程度上加大了对要素资源的价格和配置的干预控制，导致价格的刚性和差别化，阻碍了要素市场的流通性，能源市场所受影响尤为突出。政府的过多干预使得资源的整体配置失衡进而产生能源的价格扭曲。能源价格扭曲通过影响能源价格、能源利用效率、产业结构以及技术创新等途径直接或间接作用于环境污染，不利于经济发展质量的提升。因而，现阶段考察能源价格扭曲与环境污染的关系，对于中国在转型期的经济发展具有重要的现实意义。目前以能源价格扭曲为核心因素研究其对环境污染影响的文献相对较少，因此本文拟就此问题展开分析讨论，以此丰富现有文献。
二、文献综述
目前学术界已从多方面对中国的环境污染问题展开研究，研究成果主要集中在经济发展水平、环境规制、对外开放等因素对环境污染的影响等方面。关于经济发展水平对工业环境污染影响的研究，大多数学者认为两者符合环境库兹涅茨曲线（EKC）假说，即经济增长与工业环境污染存在明显的倒“U”型关系（张可和汪东芳，2014）。但考虑到污染物测度方式的不同（王敏和黄滢，2015）以及不同种类的污染物的污染效应存在异质性（马丽梅和张晓，2014），部分学者研究结果不完全支持 EKC假说，认为经济增长与大气污染之间呈现一定的正“U”型关系。关于环境规制与工业污染方面的研究，主流观点认为环境规制强度的增加可以明显降低环境污染（Leiter等，2011；余长林和高宏建，2015）。部分学者认为环境规制与污染之间存在倒“U”型关系，低强度的环境规制会引发绿色悖论（张先锋等，2014），当环境规制达到一定强度时才会产生倒逼效应从而降低污染（张华和魏晓平，2014）。对外贸易对环境的影响，目前学术界持“污染光环”和“污染天堂”两方观点。占华等（2015）和聂飞等（2015）的研究支持对外开放总体上对我国的环境污染有改善作用；张根能（2014）和康雨（2016）的研究结果则显示对外贸易和外资加剧了环境质量的恶化。
随着近些年中国能源消费水平的迅速提高，学者们愈发关注能源要素与环境污染之间的作用关系。中国的重度污染区域主要集中在东中部地区（熊艳，2011；王飞成和郭其友，2014），其共同特点是对煤炭、石油等能源的消费需求巨大，而大气污染物 PM2.5的浓度就与煤炭消费量有密切正相关关系（郝新东和刘菲，2013）。能源作为工业生产过程中重要的要素投入，在为经济增长提供巨大动力的同时，其不合理消费也成为导致环境污染现象的主要因素之一。研究表明，工业能源消费水平与环境污染之间存在明显的正相关效应（Suri和Chapman，1998），Jessie P. H.Poon（2006）和F Zhang等（2012）结合中国实际情况进一步分析论证了这一结论。在中国，能源消耗加剧环境污染的主要原因在于能源利用效率的普遍偏低（李京文，1995），能源效率的提高能在一定程度上减轻环境污染（袁晓玲等，2009；李国璋等，2010）。对此，国内外学者纷纷就能源利用问题提出了一些相应的改善污染的途径，D Maradan等（2005）认为优化能源结构能有效降低碳排放污染的减排成本。DI Stern（2004）结合环境库兹涅茨曲线佐证了调整能源消费结构能有效改善环境污染。陈素梅和何凌云（2017）、张为付和潘颖（2007）等发现政府的财政约束机制具有一定的强制性，在一定的比例范围内征收能源税，能有效促进环境质量的改善。
就目前现状来看，大多数关于能源和污染的研究忽略了能源市场价格因素与环境污染之间的影响关系。目前中国正处于市场化改革进程中，要素市场存在的扭曲现象会影响环境质量及经济的可持续发展。阚大学和吕连菊（2016）利用要素市场化指数，结合空间纠正GMM法研究了要素市场扭曲与工业污染程度之间的关系，结果证实要素市场扭曲程度越高，污染越严重。张亚斌等（2016）则利用空间杜宾模型研究发现，要素市场的扭曲明显加剧了城市的大气污染程度，并且存在负的空间溢出效应。韩国高等（2017）的研究表明，要素价格扭曲主要是通过投资效应、创新效应、结构效应等对工业产能过剩产生影响并进一步加剧环境污染。林伯强等（2013）发现要素市场扭曲对我国能源效率的提升有负面影响，消除要素市场扭曲能有效促进绿色节能环保经济的发展。然而，上述研究并未就能源的价格扭曲对环境污染的影响进行深入研究。能源作为生产过程中一种至关重要的要素投入，其市场价格的扭曲对环境污染造成的影响尤为突出，因此本文拟就此问题进行分析论证。
本文贡献在于：（1）相较于其他各类环境污染，工业污染涵盖范围更加准确，受影响程度更为严重，以工业环境污染作为被研究对象，得出的结论更具普遍性和实用性。（2）现有的文献大多利用要素市场化指数测度要素市场扭曲，该方法没有直接反映价格因素的影响，本文采用的C-D生产函数法可精确度量价格因素的扭曲程度。（3）本文构建动态空间面板模型并结合准极大似然法进行研究，克服了内生性问题，在此基础上分析能源价格扭曲对工业污染的影响结果。
三、影响机理分析
当前中国经济发展处于转型时期，能源等要素市场的市场化改革严重滞后于产品市场，中国的煤炭、石油和天然气等能源的获取与分配不是由市场机制自由决定（张杰等，2011）；地方政府利用其掌握的经济资源定价权，通过提供廉价资源、降低环保要求等方式进行招商引资，使得生产企业的资源利用成本远低于市场均衡价格的行政性收费，导致要素资源市场价格构成不全，价格水平偏低，比价不合理，从而产生能源市场价格的负向扭曲（张曙光和程炼，2010）。能源价格扭曲对环境污染的影响可分为直接影响和间接影响两个方面。
一是直接影响。能源价格的负向扭曲直接导致煤炭、石油等传统能源价格的普遍较低，企业在生产过程中更倾向于减少新能源的开发利用，增加低成本的高污染能源投入来获取利润，使得煤炭等高污染资源在能源消费中长期占据主导地位，很大程度上加剧了环境污染（冷艳丽和杜思正，2016）。并且能源价格的负向扭曲使得工业生产的附加利润显得很高并造成盈利假象，从而吸引更多的投资促进生产扩张，加剧了产能过剩（韩国高和胡文明，2017），而产能过剩与环境污染之间存在正相关关系（马丽梅和张晓，2014），故而不利于改善环境质量。
二是间接影响。能源价格的扭曲可以通过以下三种传导途径影响环境污染：第一，能源价格的负向扭曲阻碍了产业结构的升级转型，不利于环境治理。由于能源市场价格扭曲使得高污染能源的价格普遍偏低，企业追求利润最大化，导致生产要素大量流向资本密集型的加工业以及高能耗、高产值的重化工业（夏晓华和李进一，2012），阻碍了产业向技术知识密集型的升级。此外，能源市场可能存在人为压低价格的因素，会导致产品的价格被低估（张曙光和程炼，2010），进一步扭曲一般产品价格和资产价格的比价关系，使得贸易商品结构从劳动密集型转向资本密集型，引发资本对劳动力的替代（康志勇，2012），阻碍产业结构的调整。并且由于政府干预造成的要素市场价格的扭曲会导致行业内企业退出的沉没成本变高，抬高产能落后企业的退出壁垒（王宁和史晋川，2015），使得高污染产业无法得到及时的调整。同时地方政府可能更倾向给予那些能够创造更多产值和财税收入的资本密集型国有垄断企业各项优惠条件，使一些高污染的垄断企业能以过低的价格获取能源要素（蒋含明，2013），制约了产业结构升级。能源价格扭曲通过以上途径阻碍了产业结构的升级调整，使得高污染产业所占比重长期居高不下，得不到有效改良，一定程度上间接导致了环境污染的加剧。
第二，能源市场价格扭曲阻碍了技术创新，不利于污染的治理。能源价格的扭曲使得企业能以较低成本获得生产要素，从而获取超额利润（张杰等，2011），在利润驱使下企业会减少科研开发的投入，不利于企业的自主创新。同时，能源价格扭曲通过中间品进口抑制效应、外资流入复合效应、政府控制能源要素定价下专利引用的挤出效应在一定程度上抑制了国际技术溢出（李平和季永宝，2014）。并且能源价格扭曲造成的资源错配，一定程度上也会制约企业的技术创新（罗德明等，2012）。市场资源错配会通过垄断势力改变企业的进出行为间接降低生产率（盖庆恩等，2015），一定程度上也对技术创新产生了不利影响。此外，能源价格扭曲致使部分劳动者未能得到合理的回报，降低相关行业劳动者的收入水平，挤压人们的创造性及对后代的教育投资，不利于人力资本的形成和创新型人才的培养（毛其淋，2013），间接制约了技术创新能力的提升。由于技术创新受到抑制，高效率的清洁生产技术和污染处理技术得不到推广和应用，不利于污染问题的改善。
第三，能源价格扭曲抑制了我国能源效率的提升（林伯强和杜克锐，2013），进而不利于环境质量提升。能源价格的负向扭曲使得工业生产过程中投入的能源品质不高，利用效率低下，落后产能未能被淘汰，导致污染排放持续增加。同时由于能源价格的扭曲一定程度上抑制了工业企业对能源利用技术的改进和创新，同样不利于能源利用效率的提高。另外，地方政府为了追求本地区GDP的增长，倾向于将能源要素优先分配给本地区企业，不利于能源要素在地区之间的流通和有效利用，导致资源配置效率降低（林伯强和杜克锐，2013）。能源效率长期处于较低水平，对于环境质量的提升产生很大的负面影响。因此，基于上述分析，本文提出这样的理论假设：中国能源市场价格存在一定程度的负向扭曲，并且这种价格扭曲加剧了中国工业环境污染程度。
四、模型的选择设定和变量说明
（一）模型选择
马丽梅和张晓（2014）以及张可和汪东芳（2014）的研究显示，本地区的环境污染程度往往受到周边地区的影响。据此，本文认为工业环境污染可能存在空间溢出效应，因此，本文使用空间自相关性检验来判断是否应当选择空间面板模型进行回归分析。而判断地区间的变量是否存在空间相关性，一般通过测算全局Moran'I指数进行检验，计算公式如下：其中Y表示第i个地区的污染程度值；n为29。Wij为空间权重矩阵，采用的是0-1权重矩阵，当i地区与j地区相邻时，Wij为1；不相邻时，Wij为0。一般的Moran'I指数的取值范围为[-1,1]。当Moran'I指数大于0时，说明存在空间正相关性；当Moran'I指数小于0时，说明存在空间负相关性；当Moran'I指数等于0时，说明不存在空间相关性。
（二）模型设定
依据国内外学者的相关研究，本文借鉴Lesage和Pace（2009）的做法，设定以工业污染为因变量，能源价格扭曲程度为核心自变量，同时纳入因变量滞后一期项和其他相关外生变量的空间动态面板模型：
上述空间计量模型一般可衍生出两种常用模型：当 ρ≠0，α≠0，λ=0时，为动态空间滞后模型，该模型表明本地区的工业污染程度不仅与本地区自变量有关，还与相邻地区的污染程度有关；当ρ=0，α≠0，λ≠0时，为动态空间误差模型，该模型表示本地区工业污染程度不仅与本省域自变量有关，还与周边地区的污染程度以及自变量有关。
模型中的EPit为工业污染程度；dist为能源价格扭曲度；WijEPit为空间变量，Wij表示地区i与地区j之间的空间地理位置关系，二者相邻时取值为1，不相邻时取值为0；X表示控制变量；μi为不同地区的个体效应；ηt为年份时间效应；εit为随机误差项。EPit-1为因变量滞后一期项。
为了保证测度结果的无偏性，本文在估计方法上借鉴邓慧慧和赵家羚（2018）的做法，采用三种处理方法：①本文所选的空间矩阵中的“邻居”的范围都是外生的，不存在内生性偏误。②采用Lee和Yu（2010）提出的经过正交转换后的拟极大似然估计方法（QMLE）来估计模型。QMLE模型采用的正交转换方法克服了模型中的误差项自相关性，从而得到无偏的估计结果。③加入滞后变量作为未被观测到的个体异质性和溢出处理导致因变量现有差异的历史因子的代表，可消除部分不可观测的地区固定效应和其他特征的影响。
（三）变量说明及数据来源
1. 被解释变量为工业污染程度（EP）。现有研究大多采用综合环境污染指标来衡量污染程度，但综合指标无法精确反映多种污染物各自的污染情况，因此为解决这一问题，本文拟选用具有代表性的工业污染物，并同时考虑固体、液体和气体三种物理形态，最终分别选取工业粉尘（PD）、工业废水（PW）、工业二氧化硫（SO2）三种主要污染物的排放量作为衡量工业环境污染程度的指标，这样既考虑了污染的多样性，也能更好地考察不同类型的污染物对能源价格扭曲的反应程度（Criado等，2011）。
2. 核心解释变量为能源价格扭曲（dist）。本文参照韩国高和胡文明（2017）以及 Chang和Peter（2007）的处理方式，利用 C-D生产函数法测度全国各省（市、自治区）的能源市场价格的扭曲程度。具体如下：
假设在生产过程中只使用资本、劳动和能源三种生产要素：
两边取自然对数，同时加入个体效应μi和时间效应λt。整理可得：
工业产出（Y）。采用各地区的工业生产总值（亿元）度量，并利用工业品出厂价格指数（调整至2006年为基期）进行平减得到实际值，并进行对数化处理，数据来源于《中国区域经济统计年鉴》。
资本投入（K）。用各省份的固定资本存量表示，本文借鉴单豪杰（2008）的做法，采用永续盘存法对资本存量进行估计：
其中Kt和Kt-1分别表示t期和t-1期的固定资本存量，ηt表示t期的折旧率，It表示t期省份的工业年新增投资额，Pt表示固定资产投资价格指数。工业年新增投资额（I）：取值为当期的固定资本形成额，数据来源于《中国工业统计年鉴》。固定资产投资价格指数（P）：根据各省份的固定资产投资价格环比指数折算得到以2006年为基期的同比固定资产价格指数，数据来源于《中国价格统计年鉴》。折旧率（η）：本文参考单豪杰（2008）的做法，各地区的资本折旧率统一取值为10.96%。
劳动投入（L）：选取各地区规模以上工业企业的就业人员数（万人）为衡量指标，数据来源于各省份历年的统计年鉴。
能源投入（E）：用各地区的工业能源消费总量（万吨标准煤）来衡量，数据来源于《中国能源统计年鉴》。
利用上式（4）回归求得能源的产出弹性系数γ，再代入到（3）式中对能源投入量求导，可得到能源要素的边际产出：
用e表示能源价格，则根据要素价格扭曲的定义，能源价格扭曲度（dist）可表示为：
能源价格（e）：本文参照陶小马等（2009）的做法，将煤炭、石油和水电的平均价格换算成标准量价格，并以煤炭、石油和水电占能源消费总量的比重为权重，估算出各地区2003 年能源平均价格，对于部分省份缺失数据采用经济水平相似的其他省份价格代替。其他年份的能源价格根据下式推算：
RMPPI为燃料动力类价格指数，该指标反映了工业企业购买燃料等能源的价格波动的趋势，数据来源于《中国价格统计年鉴》。
根据上式（7）的测度结果，当dist等于1 时，能源的应得报酬等于其实际所得报酬，说明能源市场不存在价格扭曲；当dist 大于1 时，能源价格被负向扭曲；当dist小于1 时，能源价格被正向扭曲（冷艳丽和杜思正，2016）。下图1中给出了不同年份中国的能源价格扭曲度的箱线图。
图1 2006—2015年中国的能源价格扭曲程度
3. 控制变量。经济发展水平（rgdp）：一方面，较高的经济发展水平一定程度上依赖于大量的资源投入，由此产生的大量污染会进一步恶化环境问题（白俊红和聂亮，2018）；另一方面，经济水平较高地区的人们对环境质量的要求也更高，更有利于环境污染的改善（吴玉鸣和田斌，2012）。本文用人均GDP来衡量各地区经济发展水平，并引入平方项来验证EKC假说。产业结构（stru）：工业产业结构以轻工业为主时对环境污染的影响程度较低，当工业发展进入到重工业阶段时会一定程度上加剧环境恶化（阚大学和吕连菊，2016）。本文采用工业总产值占地区生产总值的比重来衡量产业结构水平。对外开放（open）：对外贸易一方面可以通过引进发达国家先进的环保理念和环保技术来改善环境污染（许和连和邓玉萍，2012），另一方面也会导致能源消费规模的扩大，使得对资源环境的破坏更为严重，从而加剧环境污染（冷艳丽和杜思正，2016）。本文用各地区的外商投资企业进出口总额衡量各地区对外开放程度。能源利用效率（eu）：能源利用效率越高，其产生的污染排放越少。以工业生产过程中的能源消耗量与本地区能源供应量之比来衡量该指标。环境规制（reg）：适当强度的环境规制能在一定程度上抑制工业企业的排污行为（包群等，2013）。本文采用污染治理投入资金来表示环境规制强度。技术创新（tech）：先进环保的生产技术能有效降低工业生产过程中污染物的排放量，但技术创新也有可能只提高了生产效率，并没有使生产过程更加环保（宋马林和王舒鸿，2013），本文用地区科研投入强度衡量。
4. 数据来源说明。考虑到数据的连续性和完整性，本文最终筛选出全国29个省市自治区的相关数据（黑龙江省、西藏自治区因数据不全而删除）作为研究样本。工业污染排放数据来源于2006-2015年《中国环境统计年鉴》，其他控制变量的原始数据来源于《中国区域经济统计年鉴》及各省份的统计年鉴，产出指标用GDP平减调整至2006年的不变价格。为避免异方差的干扰，本文对部分变量进行了对数化处理。主要变量的描述性统计分析如表1所示。
表1 主要变量的描述性统计
五、实证分析
（一）空间面板模型的选择
首先利用 Moran’I指数判断工业环境污染是否存在空间相关性。测度结果的变化趋势如图2所示。从图2中可以看出，2006-2015年三种工业污染物的Moran’I指数呈现出一定的波动趋势，但都维持在大于0的水平，说明我国省域之间的工业污染存在着一定程度上的空间正相关性。对比图2的三条曲线可得，工业废水（PW）的Moran’I指数值基本稳定在0.2～0.3之间，工业二氧化硫（SO2）和工业废气（PD）的Moran’I指数值基本处于0.4～0.5的水平，因此可以初步判断，工业二氧化硫和工业废气的空间正相关程度较高，而工业废水的空间相关程度较低。实证分析应当采用空间计量模型。
依据Anselin和Rey（1991）提出的判别准则，利用LM统计量进行检验，结果显示应当选择动态空间滞后模型，据此，本文选用动态SAR模型作为基准模型进行回归分析。为验证前文分析部分提到的关于能源价格扭曲对工业环境污染可能的影响途径，本文在基准模型中又添加了能源价格扭曲度与产业结构、能源利用效率、技术创新的交互项，以检验能源价格扭曲对工业污染的影响机理。
图2 2006-2015年工业环境污染程度的Moran’I指数
（二）基准回归结果分析
本文的基准模型选用的是动态空间滞后模型，回归估计采用的是准极大似然法（QMLE），样本的回归结果见表2。表中分别给出了工业废水污染（PW）、工业二氧化硫污染（SO2）、工业粉尘污染（PD）的包含交互项和不含交互项的动态SAR模型的回归结果。
表2 基准动态SAR模型估计结果
（续表）
从各组模型的空间滞后项系数ρ的估计结果来看，工业废水的空间滞后项系数显著性不高，说明工业废水污染的空间溢出效应较弱，这与我国河流湖泊等水资源的分布有关，污水排入水体后，会被本地区的湖泊水系部分吸收，剩下的部分才可能进入较大的水系干流由上游地区定向扩散至下游省份；并且水环境的自净能力相对较强，能在一定程度上净化污染，因此整体上废水污染的空间溢出效应并不明显。工业二氧化硫排放以及工业粉尘污染的空间滞后项系数ρ全部显著为正，说明大气污染存在空间正相关关系，扩散效应非常明显，本地区的大气污染程度与周边地区密切相关，呈现出“高—高”相邻和“低—低”相邻的集聚分布状态，这与大多数学者的研究结果一致，符合预期。综上所述，工业环境污染具有比较明显的空间溢出效应，证实了前文空间自相关性检验的诊断结果。另外，工业废水、工业二氧化硫和工业粉尘污染的滞后一期项系数都显著为正，表明工业环境污染存在一定的滞后效应。主要原因在于环境污染具有明显的积累效应，会在较长的一段时间内造成负面影响。此外，污染物从排放进入生态系统到造成环境破坏需要经历一个复杂的生态过程，中间存在一定的时间跨度，这种生态系统的缓冲能力也使得污染排放造成的负面影响在一段时间之后才表现出来。
主要解释变量能源价格扭曲度对三种工业污染的影响基本趋于一致，影响系数均显著为正，说明能源价格扭曲通过影响工业废水排放、工业二氧化硫以及工业粉尘的排放加剧工业环境污染。这也证实了前文的理论假设，目前中国的能源市场价格存在负向扭曲，使得煤炭、石油等传统高污染能源的价格普遍偏低，企业在生产过程中更倾向于选择低成本的能源要素投入来获得更多利润，从而导致传统能源长期占据能源市场的主导地位，扼制了风能、太阳能等新能源的使用，阻碍了能源的有效配置，直接导致环境污染的加剧。在添加了dist×stru、dist×eu、dist×tech交互项后，模型的估计结果显示，能源价格扭曲对工业环境污染仍然存在显著的正向影响；并且交互项dist×stru、dist×eu、dist×tech分别在不同程度上显著为正，说明能源价格存在的负向扭曲，使得产业结构对工业环境污染的增强效应得到加强，同时削减了能源利用效率和技术创新对环境污染的改善作用。这也证实了能源价格扭曲会通过前文分析的三条传导机制间接作用于工业环境污染，即能源价格的负向扭曲使得传统能源价格偏低，导致能源利用效率整体水平较低，不利于产业结构的调整升级，并且抑制了工业企业的技术创新水平，进而不利于工业环境污染的治理改善。
经济发展水平对工业污染的影响总体上符合EKC假说，前两组模型中一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，呈倒“U”型关系，并且发达地区已达到拐点值水平，说明随着经济增长模式逐渐转变为高质量增长，未来将有利于工业废水污染和工业二氧化硫等废气污染的治理改善。但工业粉尘污染与经济增长之间呈现出正“U”型的关系，中国东部沿海地区和中部较发达地区自2010年以来，经济发展水平已经超过拐点临界值水平，工业粉尘污染随着经济发展而持续增强，而这些地区恰是近些年雾霾污染严重地区。这一结果与马丽梅和张晓（2014）的结论一致，原因在于目前中国工业粉尘污染与经济发展之间的关系可能只是倒“U”型曲线的左半部分，随着经济水平的提高，粉尘污染将会在未来的一段时间内持续上升，而后得以下降。产业结构对工业污染的影响系数基本显著为正，说明我国的产业结构尚不完善，传统的重工业企业在工业行业中所占份额较大，不利于污染问题的改善。对外开放的系数基本显著为负，该结果支持“污染光环”假说，表明对外开放整体上改善了工业污染状况。能源利用效率的系数显著为负，说明能源效率的提升有助于改善环境质量。环境规制的影响总体上显著为负，表明一定强度的环境规制具有改善环境污染的趋势。技术创新系数显著为负，表明技术创新在污染治理方面已初见成效，一定程度上对改善环境质量起到了积极促进的作用。
（三）稳健性检验
1. 更换空间权重矩阵
为了检验基准模型估计结果的稳健性，本节利用相同的模型和估计方法，选用“经济相邻”矩阵作为新的空间矩阵进行稳健性检验。经济距离用地区i和j之间人均GDP之差的倒数的绝对值衡量。设定“经济相邻”权重矩阵考虑的是不同地区的政府部门和工业企业在污染治理行为上的策略互动存在“相机抉择”的相互竞争，即会参照与本地区经济水平相近的其他地区的行为进行决策。回归结果如表3所示，主要解释变量估计系数的显著性与基准模型保持一致，工业环境污染除废水污染外均存在较为明显的空间溢出效应；能源价格扭曲明显加剧了工业环境污染，不利于环境质量的改善。因此，表明本文实证部分的估计结果是稳健的。
表3 改用“经济相邻”空间权重矩阵的检验结果
（续表）
2. 更换能源价格扭曲的度量方式
为了进一步确定估计结果的稳健性，本节采用另一种度量能源价格扭曲的方法来测试能源价格扭曲对工业环境污染的影响是否稳健。张杰等（2011）曾提出利用要素市场化指数和总体市场化指数测算要素市场扭曲，本节利用这一方法近似替代要素市场的价格扭曲，测度公式如下：
上式中，ami表示总体市场化指数，fmi表示能源要素的市场化指数。更换能源价格扭曲的度量方式，得到的估计结果如表4所示，能源价格扭曲对三种主要工业污染物的排放都有明显的正向影响；并且空间变量系数ρ的估计结果也与前文一致，污染的滞后效应依旧明显，说明本研究的实证结果是稳健可靠的。故通过上述两种检验方法可以得出，能源的价格扭曲确实加剧了工业环境污染。
表4 更换能源价格扭曲度量方式的检验结果
六、结论与建议
（一）主要结论
本文选取2006-2015年的中国省际面板数据，首先利用C-D生产函数法估算出不同年份全国29个省市自治区的能源市场价格扭曲度，然后构建动态空间滞后模型，运用准极大似然法实证分析了能源价格扭曲对工业环境污染的影响，主要得出以下结论。
工业污染中的废水污染的空间相关性较弱，但二氧化硫排放和粉尘排放等大气污染空间相关性显著为正。因此认为工业环境污染总体上存在较为明显的空间溢出效应，本地的工业污染程度与周边地区密切相关，某地区的污染程度较高，其周边地区的污染程度一般也较高。
能源市场价格扭曲与工业污染呈现出正相关关系。能源价格扭曲使得传统能源的价格普遍偏低，使得高污染能源在能源消费结构中长期占据主要地位，导致污染不断加重。同时能源价格扭曲还通过影响能源利用效率，阻碍产业结构的转型升级，并且在一定程度上抑制工业企业进行科研投资的积极性，阻碍环境友好型生产技术的发展创新等传导机制，进一步加剧工业环境污染的程度。
经济发展水平对地区的工业环境污染的影响基本符合EKC假说，并且现阶段我国发达地区已到达或接近临界值，经济的高质量增长有利于污染状况的改善。但工业粉尘污染的分析结果与EKC假说相悖，原因可能是我国工业粉尘污染程度位于倒“U”型曲线的左半部分，距离拐点值水平尚远。产业结构对工业污染有加强作用，说明我国目前的产业结构中重工业占比仍较大，产业结构亟待转型升级。对外贸易能有效改善工业污染现象，支持“污染光环”假说。环境规制和技术创新对工业污染的改善均具有明显的促进作用。
（二）政策建议
能源的价格扭曲加剧了中国的工业环境污染，因此政府部门应当重点推进能源产品价格的市场化进程，深化能源市场改革，消除省域间行政壁垒，实现跨省域协调与合作，加强要素的流通性，进而提高能源要素市场的市场化程度。地方政府在追求经济增长的同时，应当合理地对能源市场进行宏观调控，避免地方单位的过多干预，降低能源价格的扭曲，促进经济的高质量增长。
工业污染存在较为明显的空间溢出效应，因此，污染的治理不仅要考虑本地区的污染现状，也要重视地区之间的联动效应。地方政府之间可以成立地区间的可持续发展协调组织，全面协调各地区的发展战略、发展规划和环保政策，促进地区间的协同发展，制定区域内部可持续发展的共同行动纲领，如加大污染税的征收、建立污染排放交易市场等。有效促进区域之间工业污染问题的联动治理。
此外，政府部门不能盲目追求经济规模的扩大，应当将绿色GDP纳入到政府官员的业绩考核当中，提高工业企业的排污标准，并且提倡效率优先原则，大力发展低污染高效率的行业，纠正资源错配现象，实现能源利用效率的提高，促进经济发展模式的转变。政府部门通过一定程度上的宏观调控，加快产业结构的转型升级，降低重工业等高污染行业所占比重。出台相关优惠政策，扶持高端制造业的发展。同时加强招商引资，鼓励拥有先进生产技术的外资企业进入本地区，带动本地区企业的污染治理水平的提高。加大对污染治理的投资，引进高水平高效率的治理设备，从源头和末端同时加强污染的治理。企业部门也应当加大科研开发的投资力度，加快技术创新并增强清洁型生产技术的开发利用，有效改善环境质量，实现经济的高质量发展。
