中国乡村制造业结构演进的环境效应研究

王传荣,冯秀菊

(山东财经大学,山东 济南 250014)

一、 引言

制造业是国民经济的主体，是立国之本、兴国之器、强国之基。乡村制造业，是乡村产业振兴的主要支撑之一，有着广阔的发展空间，蕴藏着推动乡村经济社会发生深刻变化的巨大潜力。但是，与此同时，制造业又是一个消耗性、破坏性很强的产业，特别是传统制造业，需要消耗大量的资源，其发展以能源消耗和对环境的破坏为代价。中国制造业占GDP的比重在30%左右，能耗却占全社会总能耗的70%左右，无论能源资源消耗，还是污染排放，制造业贡献都较大。[1]由于乡村产业发展的环境保护条件和能力较弱，这种情况在乡村也比较普遍。2014年4月，全国首次土壤污染状况调查公报显示我国耕地土壤点位超标率高达19.4%，其中工矿业等人为活动是造成土壤污染或超标的主要原因。乡村工业污染是影响中国环境质量的重要因素，既关系到中国农业可持续发展和农民的生活福祉，也成为影响中国城镇环境质量的重要因素。[2]

产业内部的行业构成对一个经济体的资源消耗强度、污染物的排放规模起着决定性作用。《中国制造2025》指出，要“坚持把结构调整作为建设制造强国的关键环节，加快制造业绿色改造升级”。绿水青山就是金山银山，在乡村振兴背景下，制造业内部结构发生了怎样的变化？对乡村环境产生了什么影响？特别是在新冠肺炎疫情的影响下，乡村制造业需要如何调整应对才能更符合生态文明建设的要求？中国是一个农业大国，乡村兴则国家兴，厘清上述问题，对于优化乡村制造业空间布局，稳住国家基本盘，具有一定战略意义。

学术界关于乡村制造业结构演进环境效应的研究成果丰硕，概况起来主要有以下三种观点：一是有些学者认为制造业集聚加重了环境污染，产业集聚会引起环境外部性问题，伴随着制造业规模的扩大，污染物排放量增加，但是不同类型区域的产业结构在不同的阶段，具有不同的特点；[3]二是有学者认为通过产业的协同集聚，有利于提高制造业效率，从而缓解环境污染；[4]；三是有些学者认为制造业集聚与环境污染关系不确定，二者之间呈倒“N”型[5]或者倒“U”型[6-7]等关系。此外，基于FDI流入的产业集聚是否会加重环境污染的争论，现有研究大体分为“污染避难所”和“污染光晕”两种理论，前者认为FDI流入是导致环境污染的主要原因之一[8]，特别是化学化工行业存在明显的污染避难所效应；后者认为FDI的流入将为东道国带来绿色清洁技术和有效环境管理体系，通过发挥“示范效应”“溢出效应”和“竞争效应”等促进了环保技术水平，但是生态效应具有显著的地区差异。[9]

已有研究对于理解制造业结构的环境外部性具有重要启示，但仍有几个方面有待思考：首先，乡村制造业有其历史特殊性，现有研究多集中从宏观层面考察工业结构对环境污染的影响，对乡村制造业结构以及它对环境的具体影响的研究较少；其次，多数研究聚焦于工业结构环境效应的线性特征，对其非线性特征有待于进一步研究。鉴于此，本文力图在以下方面做进一步尝试：第一，利用乡镇企业发展相关数据，考察乡村制造业的演进特征，特别是中国加入WTO以后，乡村制造业的演进规律及行业差异；第二，利用全局主成分分析法，具体考察乡村制造业环境效应的行业差异以及在对外开放水平下的门限效应。结构安排如下：第二部分考察乡村制造业演进特征，分析1994-2017年特别是中国加入WTO以来乡村制造业的演变特征，并进行区域比较；第三部分论证乡村制造业结构演进对环境污染的作用机理并构建相应的面板模型；第四部分进行实证分析；第五部分进行模型的稳健性检验；第六部分得出结论。

二、乡村制造业结构演进的特征

乡村工业，特别是乡村制造业是中国工业的重要组成部分。[10]多年来，乡村制造业主动适应国内国际变化，主动加入市场化经济大潮中，为经济社会发展做出了不可磨灭的贡献。

(一)乡村制造业的发展历程

概括起来，乡村制造业的发展可以分为以下几个阶段：第一，1949-1977年。这一阶段国家政策主导优先发展重工业，这一时期乡村制造业发展较为缓慢，主要还是依靠农业的支撑。第二，1978-1991年。改革开放以后，城乡二元经济结构开始打破，乡村制造业获得了一定的发展，带动了当地就业，为乡村经济的发展注入了活力。第三，1992-2001年。这一阶段，市场经济开始形成，乡村制造业逐步推进产权改革，改制后在市场经济的大潮中显示了其顽强的生命力和韧性。第四，2002-2011年。2003以来，中央对农村农业经济发展战略做出了重大调整，制定了一系列加强“三农”工作的政策方针。乡村制造业立足本地特色农业资源，大力发展农产品加工业，注重引进技术创新中心和研发机构，乡镇企业园区建设进一步扩大。第五，2012年至今。党的十八大特别是十九大以来，中国开始了乡村振兴之路,在生态绿色发展理念指导下，乡村制造业因地制宜、因村而异，结合本地优势资源，注重增加产品的科技含量和绿色含量，依托电子商务平台，不断探索新的型态，不仅注重企业的经济效益，更注重企业的社会价值和社会效益。

(二)乡村制造业演进的特征

根据我国乡镇企业实际情况以及具体表现来看，乡村制造业演进主要呈现出以下特征：

1. 制造业结构多样性不足，且地区结构趋同

不同产业集聚到同一区域有利于不同类型的思想、知识、技术、信息在当地产生碰撞，从而形成新的思想、知识、技术、信息。自提出区域经济韧性以来，众多研究基于区域经济韧性的考虑，倾向于支持产业多样性。本文借鉴Mano Y和Otsuka K.(2000)的做法[11]，利用制造业多样化指数来测度乡村制造业内部结构的多样化程度，其计算公式为：

ue=1-∑(gdpij/gdpi)2

(1)

式中，gdpij为i地区乡村j类制造业总产值；gdpi为i地区所有乡村制造业的总产值之和，多样化指数越小表明制造业多样化水平越好，数值越大表明结构越趋于单一化。图1呈现了1994-2015年乡村制造业多样化指数的趋势，2001年以前多样化指数总体呈增长趋势(1997年达到0.9024)，2001年中国加入WTO给乡村制造业提供了一定的发展空间，自2002年以后乡村制造业结构多样化指数开始呈下降趋势，但是平均值都在0.85以上，制造业结构偏单一状况未能从根本上得到改善。

产业同构化也称产业趋同，是造成资源浪费、过度竞争和地区比较优势难以发挥的重要原因，同时也是阻碍制造业实现由大到强转变的重要因素。[12]本文利用制造业结构相似指数对两地乡村制造业结构进行比较，其计算公式为：

(2)

式中，k为乡村制造业部门，xik和xjk分别为区域i和区域j乡村制造业所占比重，数值越大，制造业结构趋同程度越高。

图1 1994-2015年中国乡村制造业多样化指数

表1 1994年中国乡村制造业结构相似系数

表2 2015年中国乡村制造业结构相似系数

表1和表2显示了1994和2015年乡村各地区制造业结构相似指数计算结果(受篇幅限制，本文给出部分省份数据)。可以看到，与1994年相比，总体上sij呈下降趋势。其次，sij值受地域影响明显，地理距离越邻近，sij越大，制造业结构趋同程度越高。如1994年北京市、天津市相似系数高达0.8071，而浙江省、黑龙江省对应的相似系数则为0.3348，2015年对应的sij值分别为0.5532、0.1214，表明随着信息化、技术化以及现代交通物流的愈加便利，乡村制造业趋同程度有所降低，但地域依赖性仍然存在。

表3 因子载荷与得分

2.沿海地区制造业集聚特征明显

按照2017年6月发布的国民经济行业分类标准(GB/T 4754—2017)，制造业包括农副食品加工业、食品制造业等31个行业。根据相关统计年鉴，得到了1994-2017年中国乡村30个省市29个行业的份额数据(考虑到废弃资源综合利用业以及烟草行业的特殊性，暂不列入考察范围)，据此采用全局主成分分析 (GPCA)方法进行分析，将立体时序数据表各时刻的子表分别赋予时间权重后纵向展开，并施以经典主成分分析。利用stata软件进行数据有效性检验，检验结果表明，KMO检验值为0.9552，指标之间偏相关系数较大；SMC检验结果表明变量均在0.79以上，适用于全局主成分分析方法。按特征根>1的原则提取出第一至第四主成分(f1、 f2、f3、 f4)，4个主成分的累计方差贡献率为 91%，可以解释原数据的大部分信息。

表3显示了各主成分的因子载荷与得分情况，以各制造业的主成分得分来表示其产业状况，得分为正说明其集聚程度高于平均水平，制造业正在向该类型演进，反之亦然。表3中第一主成分以黑色金属冶炼和压延加工业、有色金属冶炼和压延加工业、金属制品业、通用设备制造业、专用设备制造业、仪器仪表制造业等行业得分较高，将其命名为技术密集型制造业；第二主成分以农副食品加工业、食品制造业、酒、饮料和精制茶制造业、家具制造业、造纸和纸制品业等行业得分较高，将其命名为农业资源型制造业；第三主成分以文教、工美、体育和娱乐用品制造业以及皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业得分较高，将其命名为日用消费品制造业；第四主成分主要以化学工业为主，将其命名为化工制造业。

表4显示了2001年中国加入WTO前后乡村制造业年平均主成分得分的区域差异，可以看到乡村制造业与2001年以前相比，各个行业都获得较快发展，特别是技术密集型和农业资源型制造业。从地区特征看：①与内陆地区相比，制造业主要在沿海地区更为集聚，其中各个行业得分都以东部沿海地区较高，北部沿海主要侧重于农业资源型，而南部沿海发展较为均衡；②长江中游地区和黄河中游地区均以农业资源型制造业得分较高，且前者较后者发展更为迅速，日用消费型和化工型制造业鲜见地在黄河中游地区呈现负增长；③东北乡村地区的“大粮仓”地位使得其农业资源型制造业发展最快，其他类制造业受东北地区老工业基地衰落的影响，发展较为缓慢；④西部地区主成分得分较小，且有些地区为负分，制造业在这些地区的发展滞后于全国平均水平。

表4 1994-2017年乡村制造业演进的区域差异

三、模型设计

(一)计量模型的建立

门槛回归模型主要是捕捉经济中发生跳跃的临界点，是将回归模型按照门槛值分为多个区间，针对不同区间存在不同的表达方程。在门槛回归模型中，解释变量达到临界值时，模型的斜率系数会发生折拗。[13]本文以Hansen[14]关于面板门槛模型的研究，在前述分析加入WTO对乡村制造业影响的基础上，考虑2020年新冠疫情可能带来的影响，在面板门限模型的基础上，选择对外开放水平作为门限变量，来考察乡村制造业结构演进对环境污染的影响，建立模型如下：

envit=μit+β1fitI(lnopenit≤γ)+β2(lnopenit>γ)+δzit+εit

(3)

式中，envit为环境污染综合指数，fit为乡村制造业的主成分得分，lnopenit为地区对外开放水平；γit表示门槛值；it为固定效应；εit为残差项，并且服从(0，σ2)分布；I(·)为指标函数，其值取决于门限变量(lnopenit)和门限值(fit)：当括号内的表达式成立时，I(·)=0；z1it为控制变量，包括乡村人均收入(income)，治理效率(gve)等，z2it为内生的控制变量，包括第二产业的产业结构等。

(二)指标选取

1.被解释变量：环境效应。乡村工业发展的环境效应主要表现在“废水”“废气”以及“固体废弃物”对乡村环境造成的损害。大量工业废水未经处理直接排入地下，降低耕地质量，危及乡村饮用水的安全；空气污染导致农民呼吸道疾病及患癌几率增加；工业固体废弃物不仅影响村容风貌，而且对空气、水和土壤都会造成污染，危害人的身体健康。

由于受数据所限，没有乡村工业污染物的单独历史数据，根据《中国环境年鉴》编制说明，从1998年开始，环境统计数据依据行业排污系数对乡镇工业污染进行了测算，考虑到数据的连贯性，采用熵值法，依据各省份“三废”排放量构建环境污染综合指数作为环境效应的替代变量。具体步骤如下：

(1)将指标无量纲化处理。对第t年工业废水、废气及固体废物排放量进行归一化处理，将不同量纲的指标无量纲化，处理公式为：

(4)

式中，i为年份；j为环境污染指标；xij为环境污染物的原始数值；max{x1j,…,xnj}为第j项污染指标的最大值；min{x1j,…,xnj}为第j项污染指标的最小值。

(2)计算第j项指标下第i个省份占该指标的比重：

(5)

(3)计算第j项指标的熵值：

k=1/ln(n)>0

(6)

(4)计算信息熵冗余度：

dj=1-ej

(7)

(5)计算第j项指标权重：

(8)

(6)计算各地区环境污染指数综合得分

(9)

式中：envi为第i年的环境污染综合评价指数；j为环境污染指标；wj为第j种污染物排放量的权重值。环境污染综合评价指数越大，表示环境污染越严重。

2.核心解释变量：乡村技术密集型制造业结构(fj)，以上述第一主成分得分表示；乡村资源型制造业结构(fz)，以第二主成分得分表示；乡村日用品消费型制造业结构(fr)，以第三主成分得分表示；乡村化学制造业结构(fh)，以第四主成分得分表示。

3.控制变量：基于数据的可获得性，并参照相关研究，选取如下变量作为影响环境污染指数的重要因素：

乡村人均收入。指各地区乡村人均收入，数据来源于《中国农村统计年鉴》(1994-2018)。

乡村产业结构。以乡村第二产业占三大产业的比重表示，数据来源于《中国乡镇企业年鉴》(1995-2006)、《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》(2007-2012)、《中国农产品加工业年鉴》(2014-2018)。

地区开放程度。采用各地区外资企业登记数量表示，数据来源于《中国统计年鉴》(1995-2018)。

治理效率。地方政府对污染环境的治理程度对污染物排放存在显著影响，以工业“三废”治理效率表示，数据来自《中国环境年鉴》(1995-2018)。

(三)数据说明

对于缺失的1997年以前重庆的少数样本数据，对其赋值为1，以便于取对数后不改变数据原有属性。考虑到数据资料的完整性，部分缺失数据采用移动平均方法进行了补充，西藏、香港特别行政区、澳门特别行政区、台湾省由于乡村地区统计数据缺失，不在本研究范围，最终纳入分析的省份单元为30个。区域划分方面，依据《地区协调发展的战略和政策》划分为北部沿海、东部沿海、南部沿海、东北、黄河中游、长江中游、大西南和大西北八个综合经济区。为了更直观地体现各个变量的数据信息，数据的样本量、均值、标准差、最大值和最小值等信息如表5所示。

表5 变量的描述性统计

四、实证分析与讨论

(一)动态面板回归分析

首先运用混合OLS和面板固定效应模型进行了初步检验。在环境污染回归方程中引入制造业结构与对外开放程度的交互项，来考察对外开放程度是否通过制造业结构演进来影响环境污染。计量模型如下：

envit=μit+envi，t-1+β1fit+β2fit×lnopenit+β3controlit+εit

(10)

在加入交互项后，fit的系数由β1+β2lnopenit决定，回归结果如表6。

表6 乡村制造业产业结构演进环境效应的基准回归结果

表6第1-2列汇报了1994-2017年的面板数据进行混合OLS估计的基准回归结果。第3-4列汇报了固定效应模型的基准回归结果。混合OLS估计和固定效应模型回归结果显示乡村制造业产业结构的演进总体对环境污染指数具有负向效应，但不同行业以及显著性水平有所差异，模型(1)(2)中的系数受到控制的地区因素干扰，尽管系数符号没有太大变化，但即使在10%的显著性水平下依然不显著，表明地区因素是影响回归结果的重要因素。模型(3)(4)在考虑了自相关、截面相关以及异方差等因素的基础上，系数的显著性明显提高，第1、3列未加入交互项，技术密集型和农业资源型制造业的环境效应为负，日用品消费型和化工制造业的环境效应为正。第2、4列加入交互项后发现，对外开放水平通过对制造业内部不同行业的影响从而产生了不同的环境效应。以第4列为例，技术密集型制造业的环境效应由(13.58-1.287lnopen)决定，交互项系数为-1.287，并且通过了5%的显著性检验。这说明制造业结构对环境污染的影响会随着对外开放水平的增加而降低。当lnopen>10.55(13.58/1.287)时，技术密集型制造业的环境效应为负，当lnopen<10.55时，技术密集产业的环境效应为正。

从控制变量看，地区对外开放水平系数为负，且至少在10%水平上显著，在一定程度上对环境污染水平发挥了抑制作用；第二产业的产业结构显著为正，instr每变动一个百分点，环境污染综合指数变动约14%；人均收入一次项、二次项分别为正、负，且基本显著，说明人均收入与环境污染物排放呈环境库茨涅茨曲线倒“U”型特征；环境治理效率在10%水平上显著为负，对污染的排放起到了较强的抑制作用。

此外，从区域回归结果看，乡村制造业产业结构集聚速度与其环境效应呈反比，即演进速度越快，环境效应绝对值越小，演进速度越慢，环境效应绝对值越大。在表7中，沿海经济区(包括北部、东部以及南部沿海)四类制造业产业均有较大幅度增长，但与其他地区相比，其对环境的影响较小。如表7所示，沿海地区技术密集型制造业系数为-0.418，且在1%水平上显著，日用品消费型产业的系数为0.837，均处于较低水平。乡村制造业演进速度较慢的西北西南地区，总体上对环境的效应为正，虽然不太显著，但是也从一定程度上说明，产业发展较慢，创新效率就慢，传统技术无法实现更替，导致对环境的污染程度就大，类似的还有东北的化工制造业、长江中游的化工制造业等。

表7 乡村制造业环境效应的区域回归结果

(二)考虑WTO冲击的动态面板回归结果

从图1可以看出，2001年中国加入WTO后乡村制造业结构发生了较大变化，考虑到内生性问题及其他影响机制的存在，因此将中国加入WTO这一事件纳入分析。本文引入反映WTO的虚拟变量(wto) 以及WTO虚拟变量和制造业产业结构的交叉项(wto*fit)，研究加入WTO对环境污染的影响。将2001年及2001年以前视为加入WTO前，WTO虚拟变量为0，将2001年以后视为加入WTO后，WTO 虚拟变量为1。回归模型如下:

envit=μit+envi,t-1+β1fit+β2wto+β3fit×wto+β4controlit+εit

(11)

考虑到加入WTO与对外开放水平可能存在一定的相关性，在综合考虑相关性、截面相关以及异方差等因素的条件下，运用stata命令进行修正估计，结果如表8所示。 第1-2分别是未考虑与考虑控制变量回归结果，第3列综合考虑了加入WTO以及WTO与对外开放水平的交互项(wto*lnopen)的影响。可以看出，WTO及其交互项(wto*lnopen)环境效应为负，且均通过1%水平显著性检验，对环境污染排放起到了一定的抑制作用，其原因可能是中国加入WTO后，乡村外部市场也随之环境改善，市场环境更加适合技术进步与创新，乡村制造业在对外开放中可以更快更多地通过技术溢出、知识溢出等多种途径实现自身的技术更替，从而减少污染排放。第三列中各类制造业的系数为(10.43-10.45WTO)、(-2.193-1.298WTO)、(-2.432+3.625WTO)、(-1.419+1.381WTO)，系数正负符号基本与第1-2列相同，但是就系数变化大小来说，由于受行业自身的特殊性影响，各个行业也存在一定差异，农业资源型制造业变化较大、技术密集型制造业变化较小。这其中可能的原因是随着中国加入WTO，农业资源型制造业更多以规模效应的方式减少了污染物排放，而技术密集型制造业本身对技术创新、对外交流的需求就较其他行业高，所以对加入WTO的反应弧度没有其他行业那么剧烈。总体来看，当模型考虑加入 WTO 这一外生时间变量时，在一定程度上可以避免可能的内生性问题，结果仍然符合预期。

(三)面板门限效应模型回归分析

表7和8的估计结果显示，产业结构对环境污染的影响具有双向性，即正向和负向，而且在一定程度上受地区对外开放水平大小的影响。伴随着对外开放水平的变化，产业结构对环境的影响不一定仅仅是由负向正或由正向负的转变，也可能存在三个以上的作用区间。本文将采用面板门限回归模型来有效处理上述问题。检验结果如表9。

表8 考虑WTO冲击的动态面板回归结果

表9 动态面板门限值估计和显著性检验结果

图2 门槛值估计图

表9中显示了以地区对外开放水平作为门槛变量时的检验结果。结果显示，乡村制造业结构与环境污染之间在样本期内呈现出以地区对外开放水平为双重门槛的线性非线性关系。具体来看，地区对外开放水平的门槛值分别为6.8178和7.3232，如图2所示。

表10为运用面板门限效应模型方法进行门限检验的结果，根据全样本门槛模型回归发现，当地区对外开放水平处于区间[6.8178，7.3232]时，制造业结构对环境污染的影响最大，不管是正效应还是负效应，固定效应模型也验证了这点，当某一地区对外开放水平处于较低水平时，制造业结构对环境的影响是有限的；随着地区对外开放水平的扩大，制造业受到相应的规模效应、技术溢出或者知识溢出等效应的影响，环境效应绝对值增大；当对外开放水平到达一定门槛值后，制造业结构弹性减少，环境效应相应绝对值减弱。根据地区对外开放水平的两个门槛值，本文认为：①lnopen>7.3232地区，主要包括沿海等经济区，对外开放水平已经越过了第二个门槛值，乡村制造业结构对环境的影响已经处于递减阶；②6.8178lnopen7.3232地区，主要包括黄河中游、长江中游等内陆地区，乡村制造业对地区开放水平较敏感，要具体行业具体对待，对于对环境污染正效应较大的行业，应该加大环境规制力度，督促其从内部实现技术管理的更新；③lnopen<6.8178地区，主要包括大西北西南经济区，由于其受资源禀赋影响等原因，制造业发展处于较低水平，这类地区要支持有资源优势的乡村首先发展，通过政府支持、引进外资等方式优化制造业结构体系。

表10 面板门限回归估计结果

五、稳健性分析

上述研究结论中被解释变量环境综合污染指数是依据工业“三废”数据的熵值进行估算，在不同的环境污染物衡量指标选取方式下，制造业结构的变化对环境污染的影响程度也可能会产生差异，因此采用工业二氧化硫排放物(SO2)进行稳健性检验，以进一步对上述分析结果进行论证。

同样采用门槛回归与线性回归方式突出表现其非线性关系，检验结果显示替换变量后全样本以及分组的回归结果系数和显著性水平并未发生较大差异。以全样本层面的稳健性检验为例，如表11所示，检验结果显示制造业产业结构与二氧化硫排放物之间依然呈现出以地区开放水平为单一槛的非线性关系，门槛值为6.1377。基于全样本层面以及分组的稳健性回归分析结果如表11 所示。在稳健性检验中，以工业二氧化硫排放物(SO2)替换环境污染综合指数后，制造业产业集聚对环境污染仍然具有门槛效应，不管是全样本还是分组回归，除少数变量的系数和显著性发生了变化之外，模型中各类产业的系数回归系数和显著性水平均未发生较大差异，加强了对本文假设的论证，同时说明了结论具有较强的稳健性。

六、结论与政策建议

在系统梳理1994-2017年乡村制造业结构演进趋势的基础上，通过面板门限模型验证了乡村制造业结构演进与环境污染综合指数之间存在显著的门槛效应。研究发现: 第一，乡村制造业结构的环境效应存在显著的行业差异，技术密集型和农业资源型制造业的结构演进总体上对环境污染有抑制作用，而日用消费型和化工型则相反，第二，制造业结构的集聚速度与其环境效应呈反比，即演进速度越快，环境效应绝对值越小，演进速度越慢，环境效应绝对值越大。第三，乡村制造业结构与环境污染综合指数之间存在双重门槛效应，当对外开放水平处于[6.8178,7.3232]之间时，制造业结构对环境污染影响的绝对值最大，低于或者高于这两个门槛值时，制造业结构的环境效应较弱；进一步基于时间维度的拓展分析发现，入世对环境污染综合指数的改善起到了较为显著的促进作用，但是并没有从本质上改变制造业结构的环境效应。

表11 稳健性回归结果

上述结论为在后疫情时代乡村制造业如何转型升级进而践行十九大报告提出的“绿色乡村”的生态发展理念提供了有益的政策启示。疫情是挑战也是机遇，正如温铁军教授所说，当前乡村还是以粗放的数量型增长、加工贸易型的三来一补的外向型经济为主，今后要在加快推进信息化、数字化的基础上，推动乡村制造业的高质量发展，加速由原来过度依赖加工贸易型的外向型经济，及时转向国家已经确立的生态文明导向的国内空间资源开发，朝着贯彻“两山”理念提高生态产业化和产业生态化方向努力。