環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的影響

尹禮匯 孟曉倩 吳傳清

制造業是國民經濟的基石，綠色制造是實現制造業轉型升級和高質量發展的必由之路?！吨袊圃?025》提出要構建高效、清潔、低碳、循環的綠色制造體系?！吨腥A人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標綱要》強調，要深入實施智能制造和綠色制造工程，推動制造業高端化智能化綠色化。2017年7 月17 日印發的《長江經濟帶生態環境保護規劃》指出，要推動綠色低碳循環發展，形成節約資源和保護生態環境的產業結構。2017 年7 月27 日印發的《關于加強長江經濟帶工業綠色發展的指導意見》強調，要加快傳統制造業綠色化改造升級，不斷提高資源能源利用效率和清潔生產水平。2020 年11 月14 日，習近平總書記在南京主持召開的全面推動長江經濟帶發展座談會上強調，長江經濟帶要建設成為我國生態優先綠色發展主戰場、暢通國內國際雙循環主動脈、引領經濟高質量發展主力軍。長江經濟帶是我國重要的現代制造業走廊，探討長江經濟帶制造業綠色發展的技術支撐、實現路徑等論題，具有重要的理論意義和實踐價值。

一、相關文獻綜述

學術界關于制造業綠色全要素生產率的測度方法主要基于傳統DEA 模型，再增加能源投入和非期望產出兩類變量。制造業綠色全要素生產率受到諸多因素影響，包括經濟發展水平、外商直接投資、產業集聚、要素稟賦、經濟政策等。其中，環境規制會對制造業綠色全要素生產率產生顯著影響。

關于環境規制與制造業綠色全要素生產率關系的研究結論主要可以分為三類：

一是正相關關系。多數研究認為，適當的環境規制能促進制造業綠色全要素生產率提升，具有創新補償效應，符合“波特假說”。合理的環境規制強度會激勵企業從事技術創新，一方面，綠色技術創新有利于企業節能減排，減少環境規制成本，進而增加利潤；另一方面，其他類型的技術創新調整也會促使企業優化生產方式和管理方式，從而擴大市場規模和占有率。環境規制主要通過自主創新、綠色技術創新、境外技術引進、價值鏈嵌入等途徑，提升制造業綠色全要素生產率［8-9］。

二是負相關關系。少部分研究認為，環境規制對制造業會產生資源配置扭曲效應，阻礙綠色全要素生產率的提升，服從“合規成本說”。環境規制本身對污染密集型制造業的發展具有約束作用，增加了治污減排成本。在不考慮創新的情況下，污染密集型制造業企業一般采取增加產量的“抵消策略”，導致污染排放增加；或者采取減少產量的“消極策略”，導致生產效率降低。Yuan和黃慶華等研究發現，從長期看，環境規制會擠出研發投資，抑制專利產出，不利于制造業綠色全要素生產率提升。

三是非線性關系。環境規制對制造業綠色全要素生產率的影響具有非線性特征。李玲和陶鋒、殷寶慶等均認為，環境規制和制造業綠色全要素生產率呈“U”型關系；而Gong 認為，環境規制對制造業轉型升級影響是先促進后抑制的，呈倒“U”型關系。張峰和宋曉娜將環境規制分為三類，研究發現，命令控制型環境規制對制造業綠色發展的促進作用不明顯，市場激勵型與公眾參與型環境規制分別與制造業綠色發展水平呈“U”型和倒“U”型關系。

學術界關于環境規制與長江經濟帶制造業綠色全要素生產率關系的研究較少，相關研究主要聚焦以下兩個方面：

一是環境規制與長江經濟帶區域/產業綠色發展。從長江經濟帶沿線省市來看，綠色全要素生產率呈現“下游—中游—上游”梯度遞減的空間格局，存在β 收斂，表現為綠色全要素生產率較低省市向較高省市的“追趕效應”；環境規制會顯著促進沿線省市生態福利績效水平提升，但具有負向的空間溢出效應；環境規制會顯著提升沿線省市的綠色水資源效率，不同類型環境規制產生的作用存在差異性和門檻特征。從長江經濟帶沿線城市來看，環境規制對城市綠色發展效率具有顯著促進作用，但空間溢出效應不強；環境規制和產業集聚均會促進長江經濟帶沿線城市綠色全要素生產率提升。從產業維度來看，環境規制會促進長江經濟帶產業結構轉型升級。何文海和張永姣進一步研究發現，環境規制短期會促進產業結構合理化和產業結構高級化，但從長期來看，會阻礙產業結構高級化。

二是環境規制與長江經濟帶制造業升級發展。張建清等研究發現，環境規制具有抑制長江經濟帶制造業全要素生產率提升的直接效應，但會提升技術創新和管理水平，間接促進制造業全要素生產率提升；分流域來看，環境規制的直接效應和間接效應僅在中上游地區顯著，而在下游地區不顯著。徐曉慧和廖涵研究發現，環境規制會顯著降低長江經濟帶中高端技術制造業占比，外商直接投資與環境規制表現為替代關系，吸引更多外商直接投資會減少環境規制對長江經濟帶制造業升級的不利影響。

基于此，本文從異質性、門限效應和影響機制三個維度，系統研究異質型環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的影響。

二、理論機制與研究假設

環境規制包括正式環境規制和非正式環境規制兩類。正式環境規制屬于政府行為，包括命令控制型環境規制和市場激勵型環境規制。前者主要體現在政府對污染企業施加的法規政策中，具有強制性特點；后者則是通過排污許可證、排污權交易、排污稅（費）等市場行為引導企業達到降污減排目的。非正式環境規制屬于非政府組織或個體行為，包括公眾參與型環境規制和自愿型環境規制。前者是公眾個體或民間環保組織對環境提出的訴求；后者是企業自發的、主動參與環境保護的行為。由于自愿型環境規制在中國實踐不足，也沒有權威的量化方法，因而本文研究主要聚焦前三種環境規制。

環境規制的影響作用主要分為“合規成本說”和“波特假說”兩種流派?！昂弦幊杀菊f”認為環境規制會對制造業產生資源配置扭曲效應，制造業企業為了減少污染排放而調整生產方式，產生了額外環境規制成本?！安ㄌ丶僬f”認為環境規制會對制造業產生創新補償效應，激勵制造業企業從事創新活動，通過創新收益補償環境規制成本。以我國為研究樣本的相關文獻大都認為，環境規制的“波特假說”要強于“合規成本說”。

命令控制型環境規制具有強制性特點，對制造業綠色發展的促進作用較為明顯。政府通過制定法規政策，一方面促使高耗能高污染制造業企業迫于污染治理壓力而轉型升級，另一方面淘汰部分落后產能。另外，政府通過設定清潔生產技術標準，倒逼生產部門采取更清潔的生產技術，從而實現污染減少和生產率的提高。假定廠商追求利潤最大化，那么長期均衡的結果是制造業企業犧牲短期綠色技術轉化成本而獲取更多長期利潤。命令控制型環境規制雖然會提高制造業企業生產的合規成本，但能有效促進生產方式綠色化轉型?；诖?，本文提出如下假設：

H1：命令控制型環境規制能顯著提升長江經濟帶制造業綠色全要素生產率。

市場激勵型環境規制借助經濟激勵手段增加企業生產成本，倒逼企業進行污染治理與技術創新，對制造業的影響主要服從“波特假說”。排污稅對制造業環境治理投入的激勵作用比較突出，相較于命令控制型環境規制，排污稅依靠政府釋放價格信號，引導制造業企業減少污染物排放和轉嫁給社會的外部成本，從而達到保護生態環境的作用，社會福利損失較低。另外，政府也可以通過綠色技術創新補貼和生產工藝流程創新補貼，促進制造業綠色轉型?；诖?，本文提出如下假設：

H2：市場激勵型環境規制能顯著提升長江經濟帶制造業綠色全要素生產率。

公眾參與型環境規制屬于非正式環境規制，不具備強制約束作用，表現形式主要包括上訪和媒體報道。我國的公眾環境社會價值體系有待完善，公眾和環保組織監督制造業企業污染排放缺乏法律支撐，參與環境保護的權利不具備有效保障機制。雖然近年來公眾環保意識不斷增強，但環境信息披露質量還有待提高。就重污染行業上市公司而言，媒體報道方式的公眾參與型環境規制具有顯著效果，但對于其他上市公司和非上市公司而言，公眾參與型環境規制約束力不足?；诖?，本文提出如下假設：

H3：公眾參與型環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的影響較弱，或者不顯著。

環境規制會促進制造業綠色技術創新，與“波特假說”一致。正式環境規制迫使污染密集型企業改進生產工藝，加強污染控制，有效地促進綠色技術創新。企業從事綠色技術創新活動的補償收益可以抵消環境監管給企業帶來的額外成本，反過來對綠色技術創新產生積極影響。綠色技術創新推動高污染高耗能制造業綠色化改造和節能減排降碳，綠色專利推廣應用也能彌補企業從事綠色技術創新產生的成本，進而促進綠色全要素生產率提高。

產業結構升級是指產業發展方式向綠色低碳循環轉變，表現為高技術產業和戰略性新興產業比重增加，涵蓋產業鏈、創新鏈、價值鏈、生產要素組合的轉型升級。正式環境規制會提高污染企業生產成本，污染嚴重的企業將自動退出市場，污染密集型行業會受到較大影響，而技術密集型行業和服務業受到的影響較小。因此，環境規制會促進產業結構升級，并推動制造業企業通過優化資源配置、提升技術創新能力不斷獲取高利潤，從而提升綠色全要素生產率。相較于正式環境規制，非正式環境規制約束力不足，難以促進綠色技術創新和產業結構升級?；诖?，本文提出如下假設：

H4：命令控制型環境規制和市場激勵型環境規制會促進綠色技術創新和產業結構升級，間接提升制造業綠色全要素生產率，而公眾參與型環境規制不會通過綠色技術創新和產業結構升級提升制造業綠色全要素生產率。

綜上，命令控制型環境規制會促使制造業轉型升級、應用清潔生產方式；市場激勵型環境規制則通過以綠色為導向的財政補貼和釋放價格信號兩種方式，推動制造業綠色轉型；公眾參與型環境規制由于環境保護公眾參與機制不完善、社會環保意識薄弱、環境信息披露質量不高等問題，對制造業約束不足。命令控制型和市場激勵型環境規制均屬于正式環境規制，約束力較強，可以通過綠色技術創新和產業結構升級兩種方式，促進制造業綠色全要素生產率的提升。

三、研究方法與數據說明

（一）研究方法

1.綠色全要素生產率測算方法

綠色全要素生產率（GTFP）衍生于全要素生產率（TFP），測算方法在全要素生產率測算模型基礎上加入非期望產出，即污染排放。借鑒李斌等的測算方法，本文采用基于非徑向、非角度的SBM 方向性距離函數和Malmquist-Luenberger（ML）生產率指數測度制造業綠色全要素生產率。

在SBM 模型求解結果基礎上，通過Malmquist-Luenberger（ML）指數計算制造業綠色全要素生產率。從t 到t+1 期的綠色全要素生產率（GTFP）可以表示為：

2.固定效應面板模型

GTFP是 i 省市第 t 年的綠色全要素生產率，ER_CC為命令控制型環境規制，ER_MI為市場激勵型環境規制，ER_PP為公眾參與型環境規制，X為協變量矩陣，μ控制地區固定效應，ε為擾動項。

3.門限回歸模型

本文以三類環境規制為門限變量，利用Hansen 的門限回歸方法，識別不同環境規制強度下對制造業綠色全要素生產率的影響作用是否存在差異性，構建單一門限模型如下：

其中，ER_?為門限變量；? 包括 CC、MI 和PP，即三類環境規制變量；γ 為門限值。I 為示性函數，當 ER_?＜γ 時，I（ER_?＜γ）為 1，否則為0；同理，當 ER_?＞γ 時，I（ER_?＞γ）為 1，否則為0。

4.中介效應模型

Baron & Kenny提出的中介效應分析框架被廣泛應用于經濟和社會領域的相關研究中。本文基于BK 框架，識別綠色技術創新和產業結構升級是否在環境規制影響制造業綠色全要素生產率中發揮中介效應。

其中，ER_?為環境規制變量；M_ξ為中介變量；ξ 包括GTI 和ISU，即綠色技術創新和產業結構升級。

（二）數據說明

本文的研究期為2012—2020 年，研究樣本為長江經濟帶沿線11 省市，所有價格變量均以2012 年為基期進行平減化處理，采用插值法補齊缺失數據。

被解釋變量是制造業綠色全要素生產率，包含投入、合意產出、非合意產出三類變量。投入變量為資本存量、勞動力投入和能源消耗。制造業資本存量采用永續盤存法，根據固定資產價格指數平減后的制造業固定資產投資計算，折舊率選取為5%，勞動力投入選用平均用工人數衡量，能源消耗基于制造業二氧化碳排放量測度。合意產出變量為制造業產值，采用制造業銷售產值替代。非合意產出為工業廢水排放量、工業廢氣排放量和一般工業固體廢物產生量（見表1，下頁）。

表1 相關變量介紹

解釋變量為環境規制。學術界關于命令控制型環境規制代理變量大多選擇單一變量，包括污染治理投資額、環境法規數量、環保機構工作人員數量、各污染物處理率等，部分學者構建綜合評價指標體系來測度。本文采用工業廢水排放達標率、工業二氧化硫去除率、工業煙粉塵去除率和工業固體廢物綜合利用率四個指標，按照某省域污染物排放占全國比重分配指標權重，加權平均得到命令控制型環境規制（ER_CC）。市場激勵型環境規制（ER_MI）用排污費征收金額表征。公眾參與型環境規制（ER_PP）利用政府在環境管理中的來訪批次來衡量?？刂谱兞坎捎萌司鵊DP（GDP）、外商直接投資額（FDI）和制造業集聚水平（AMI），其中，制造業集聚水平利用制造業就業人數測算的區位熵表征。

中介變量有兩類。一是綠色技術創新（green technology innovation，M_GTI）。 借鑒李婉紅的做法，用各省市制造業綠色專利數量表示。根據世界知識產權組織2010 年發布的《綠色專利清單》，結合國家知識產權局專利數據庫中的綠色專利數據，進一步匹配到相應省市，為發明專利和實用新型專利數量之和。二是產業結構升級（industrial structural upgrade，M_ISU）。根據污染排放強度中位數將制造業區分為清潔行業和污染行業，本文采用清潔行業產值占制造業產值比重來衡量產業結構升級水平。

考慮到環境規制與制造業綠色全要素生產率的反向因果關系以及遺漏變量等內生性問題，本文選取了三類工具變量：一是空氣流動系數（IV_VC），測算方法為我國 10 米高度風速和邊界層高度兩者的乘積，根據歐洲中期天氣預報中心的ERA－Interim 數據庫提供的柵格數據整理而得。二是空氣污染水平（IV_HAZE），用PM2.5濃度表示，根據哥倫比亞大學社會經濟數據與應用中心提供的柵格數據整理而得。三是政府工作報告環境詞頻（IV_FREQ），測算方法為每年政府工作報告中“環?！币辉~相關詞匯占整篇報告中字數的比重。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表2（下頁）是采用固定效應面板模型得到的回歸結果。其中，模型（1）—（3）分別測算命令控制型環境規制、市場激勵型環境規制和公眾參與型環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的影響，模型（4）同時對三類環境規制進行估計，模型（5）在模型（4）的基礎上加入人均GDP、外商直接投資額、制造業集聚水平等控制變量?；貧w結果顯示，命令控制型和市場激勵型環境規制回歸系數均顯著為正，公眾參與型環境規制回歸系數不顯著；將三類環境規制放到一個模型同時進行估計，回歸結果依舊不變；在加入控制變量后，命令控制型環境規制回歸系數從1.580 下降到0.870，其余變量回歸系數變化不大。根據基準回歸結果，命令控制型和市場激勵型環境規制均會提高長江經濟帶制造業綠色全要素生產率，公眾參與型環境規制的影響作用不顯著，回歸結果驗證了本文的假設1—3。

表2 基準回歸結果

（二）異質性檢驗

基準回歸結果初步驗證了本文的研究假設，但不同地區的回歸結果是否存在差異呢？為回答這一問題，本文采取區域異質性檢驗。表3（下頁）模型（1）—（5）分別報告了全國、長江經濟帶以外地區、長江上中下游地區環境規制對制造業綠色全要素生產率的回歸結果。研究發現，命令控制型環境規制系數僅在長江上游地區顯著為正，市場激勵型環境規制系數在全國、長江中游地區顯著為正，公眾參與型環境規制系數在所有地區均不顯著。從區域異質性檢驗結果來看，長江下游地區環境規制實施效果有待增強。長江上游地區是生態功能保障的基底，制造業發展相對薄弱，中下游地區是重化工業和其他高污染高耗能制造業的主要集聚區。如何正確處理生態環境保護和經濟發展之間的關系，對長江上中下游地區來說均很重要。

2014 年中央政府工作報告提出，“依托黃金水道，建設長江經濟帶”，這標志著長江經濟帶發展上升為國家戰略?；诖?，本文以2014 年為界，檢驗長江經濟帶發展戰略實施前后環境規制影響的時間異質性。根據表 3 模型（6）和（7），在長江經濟帶發展戰略提出之前，環境規制對制造業綠色全要素生產率的影響不顯著；長江經濟帶發展戰略提出之后，命令控制型和市場激勵型環境規制均產生了顯著為正的影響作用。

表3 異質性檢驗結果

（三）門限效應檢驗

學術界普遍認為環境規制的影響作用具有非線性特征。本文采用單一門限模型，將命令控制型和市場激勵型環境規制作為門限變量進行門限效應檢驗。研究發現，命令控制型環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率影響不存在門限效應，但隨著規制強度增加，影響作用有所增強；市場激勵型環境規制存在單一門限效應，在規制強度較低時對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率不具有影響作用，當超過門限值0.984 時，影響作用顯著為正。門限效應檢驗結果表明，命令控制型環境規制不具有門限效應，回歸系數呈現遞增態勢，市場激勵型環境規制需要達到一定強度后才能起到規制作用（見表4）。

表4 門限效應檢驗結果

（四）影響機制檢驗

Zhao et al.在BK 框架基礎上，提出了一種同時考慮間接路徑和直接路徑的中介效應二維劃分方式：互補中介、競爭中介、完全中介、只有直接影響、沒有影響，其中前三種存在中介效應，后兩種不存在中介效應。

將綠色技術創新作為中介變量進行回歸，結果如表5 所示。命令控制型環境規制對綠色技術創新具有顯著為正的促進作用，并通過綠色技術創新提升長江經濟帶制造業綠色全要素生產率。在加入綠色技術創新變量后，命令控制型環境規制系數值變小且不顯著，因而綠色技術創新表現為完全中介效應。市場激勵型環境規制會抑制長江經濟帶綠色技術創新，并通過綠色技術創新提升長江經濟帶制造業綠色全要素生產率。在加入綠色技術創新變量后，市場激勵型環境規制系數值顯著為正，因而綠色技術創新表現為競爭中介效應。對于公眾參與型環境規制來說，綠色技術創新表現為沒有影響。

表5 綠色技術創新的中介機制檢驗結果

將產業結構升級作為中介變量進行回歸，結果如表6 所示。命令控制型和市場激勵型環境規制均能促進長江經濟帶產業結構升級，降低污染行業比重，進而促進長江經濟帶制造業綠色全要素生產率提升。在控制產業結構升級對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率影響的作用路徑之后，命令控制型和市場激勵型環境規制與長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的相關性不顯著。對于命令控制型和市場激勵型環境規制來說，產業結構升級表現為完全中介效應。公眾參與型環境規制的中介機制檢驗結果表現為沒有影響。

表6 產業結構升級的中介機制檢驗結果

（五）穩健性檢驗

本文采用工具變量、替換變量和剔除樣本異常值三類方法進行穩健性檢驗。第一，將空氣流動系數、空氣污染水平和各省市政府工作報告環境詞頻的一階滯后項作為環境規制的工具變量，并進行一系列檢驗，證明本文采用工具變量的有效性（見表 7，下頁）。模型（1）—（3）匯報了兩階段最小二乘法第二階段的回歸結果，顯示命令控制型環境規制和市場激勵型環境規制均顯著為正，公眾參與型環境規制不顯著，表明在緩解了內生性問題后，本文的實證結果保持不變。第二，學術界在測算資本存量時大多采用5%和9.6%兩種折舊率，模型（4）以9.6%折舊率測算的制造業綠色全要素生產率替換基準回歸的被解釋變量，回歸結果保持一致。第三，為避免異常值影響回歸結果，模型（5）將所有變量進行了5%的縮尾處理，回歸結果依舊不變。

表7 穩健性檢驗結果

五、研究結論與政策啟示

本文基于2012—2020 年長江經濟帶沿線11 省市制造業數據，分析命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制與長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的線性和非線性關系，進一步識別綠色技術創新和產業結構升級的中介機制。研究發現，相較于非正式環境規制，命令控制型和市場激勵型兩類正式環境規制的約束作用更強，能夠顯著提升長江經濟帶制造業綠色全要素生產率。一方面，倒逼污染企業在生產和流通過程中加大綠色技術創新和應用；另一方面，淘汰高耗能高污染企業，促進產業結構轉型升級。分流域來看，環境規制在長江中上游地區實施效果要好于下游地區；分時段來看，2014 年長江經濟帶發展戰略上升為國家戰略之后，命令控制型和市場激勵型環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的促進作用更加明顯。進一步研究表明，環境規制對長江經濟帶制造業綠色全要素生產率的正向促進作用呈非線性特征，命令控制型環境規制隨著規制強度的增強，對制造業綠色全要素生產率的正向促進作用更強；市場激勵型環境規制偏向于市場行為，需要達到一定強度后才能起到規制作用?；谏鲜鼋Y論，提出如下政策建議：

第一，加強不同環境規制工具的協調配合。合理控制命令控制型環境規制強度，避免環?！耙坏肚小闭?，對污染企業分類施策，采取“一企一策”差異化節能減排措施，重點加強生態環境監測監察執法，提高環保標準，倒逼制造業綠色轉型升級。不斷提升市場激勵型環境規制強度，全面實行排污許可制，推進排污權、用能權、用水權、碳排放權市場化交易，用市場手段降低外部成本。加強公眾參與型環境規制的實際應用，促進地方政府、企業向公眾公開環保信息，加強企業環境治理責任制度建設，完善公眾監督和舉報反饋機制，引導社會組織和公眾共同參與環境治理。引導各類環境規制工具與中央和地方政府的財稅支持政策相協調，建立健全環境保護激勵機制。

第二，針對長江上中下游地區特點分類施策。根據不同地區資源環境稟賦，因地制宜采取不同類型環境規制工具。長江上游地區要守住生態底色，加強利用環境稅、排污權交易等手段，筑牢長江經濟帶綠色屏障；長江中下游地區要協同推進經濟高質量發展和生態環境保護，加強命令控制型和市場激勵型環境規制的協同互補、配套銜接。加大對沿江省市縱向生態保護補償力度，建立跨地區、跨流域橫向生態補償機制。嚴格落實長江經濟帶發展負面清單指南和長江經濟帶產業轉移指南，讓綠色成為承接產業轉移的鮮明底色，促進下游地區向中上游地區產業梯度轉移，加強國家級承接產業轉移示范區建設。

第三，構建市場導向型綠色技術創新體系。綠色技術創新是突破環境規制對制造業綠色轉型升級約束的關鍵，應加大對綠色技術創新的研發投入，緩解“合規成本”的資源配置扭曲效應，充分發揮“波特假說”的創新補償效應。扶持一批綠色技術創新龍頭企業，發揮“領頭羊”作用，激發綠色轉型的內生動力。加強綠色技術創新成果轉移轉化，探索建立企業與高校、科研機構綠色技術創新成果轉移轉化機制，加強綠色技術知識產權保護與服務。加快綠色技術創新鏈、產業鏈和資金鏈深度融合，構建支持綠色技術創新的金融服務體系，健全綠色技術交易市場，實現綠色技術創新產品和服務的經濟價值。

第四，促進制造業結構優化升級。發揮環境規制對產業結構轉型升級的倒逼作用，建立健全綠色低碳循環發展經濟體系。重點加強對“雙超雙有高耗能”行業的監管，分類實施關停取締、整合搬遷、整改提升等措施。不斷提高節能環保、清潔生產、清潔能源、生態環境、基礎設施綠色升級、綠色服務等綠色產業發展水平，加強綠色產業示范基地建設。推動產業循環式組合，促進能源梯級利用和廢棄物綜合利用，提升產業園區和產業集群循環化發展水平。加快綠色制造工程建設，支持沿江化工、鋼鐵等企業建設綠色工廠，支持重點開發區建設綠色園區，加大對綠色設計產品研發投入力度，促進龍頭企業引領帶動供應鏈上下游企業實現綠色供應鏈管理。