碳中和背景下環境規制、企業環境行為對碳排放影響實證研究*

邵桂蘭 林 燕

(中國海洋大學 經濟學院，山東 青島 266100)

一、引言

根據世界氣象組織的最新報告，氣候變化的進展和嚴重程度遠遠超過了之前的預測和評估，世界各國必須迅速作出反應。我國作為負責任的大國，已承諾到2030年將其碳排放強度在2005年的基礎上降低60%至65%，[1]并積極參與全球氣候治理，在2020年9月22日的聯合國大會一般辯論中，我國再次向世界承諾了一個新目標，即二氧化碳排放力爭于2030年前達到峰值，努力爭取2060年前實現碳中和。[2]碳中和的目標反映了我國應對氣候變化的決心，同時也對我國的發展提出了新的約束。面對碳中和的目標，有效的環境政策是必不可少的，我國一直比較重視環境法規的建設及實施。1972年我國首次參加斯德哥爾摩人類環境會議，1973年制定了第一個環境保護規范性文件，此后我國環境保護立法與世界基本同步展開，[3]1998年簽署了《京都議定書》，2012年開始逐步承擔減排責任，[2]2016年積極推動達成了《巴黎協定》，這一系列環境政策逐漸生效。

我國的環境法規主要分為三種類型：命令控制型、市場激勵型和公眾參與型。[4]命令控制型環境政策是政府頒布的法律、法規和標準，禁止或者限制污染物的排放量，具有強制性，要求企業嚴格地遵守政策規定，企業在環境保護過程中基本沒有選擇權，一旦違反環境法規，企業將受到行政處罰。[5]市場激勵型環境政策是指將企業環境污染的外部性內部化，通過排污費和排放交易等手段來治理環境污染，[5]如自2013年起，在全國7個試點城市實施碳排放權交易機制，2021年7月，啟動了碳排放交易市場。[6]公眾參與型環境政策不是政府強加的，而是取決于公眾參與。[5]隨著公眾環保意識的提高和對更好環境的要求，很多城市開通了環境污染投訴熱線，鼓勵群眾通過電話、信件或面談等方式隨時隨地表達自己的訴求。“雙碳”目標的實現，需要全社會的廣泛參與，即政府、企業和公民共同協作，形成有效的激勵約束機制。因此，本文從命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制三個維度研究環境規制對企業碳排放量的直接影響和間接影響，以期提升企業應對氣候變化的行動力，保證“碳達峰，碳中和”目標的實現。[6]

二、文獻綜述及研究假設

為了研究環境規制、企業環境行為和碳排放之間的關系，本節將從環境規制與碳排放、企業環境行為的中介作用兩個方面進行文獻梳理并提出假設。

(一)環境規制與碳排放

關于環境規制與碳排放之間的關系，研究結論存在爭議。一些學者認為存在“波特假說”，環境規制可以激發企業的創新行為，補償企業的合規成本，引導企業朝著低污染和高能效的方向發展，從而減少碳排放；[7][8]相反，一些學者認為環境規制會加速對化石燃料的需求和開采，導致大量溫室氣體的排放，環境規制無法減少環境污染。[9]有些學者認為環境規制和碳排放存在倒U型關系，在轉折點之前，它呈現出“促進碳排放”的趨勢，在轉折點之后，它表現出“減少碳排放”的效果，[10]但是，最近一些學者研究發現兩者之間的關系是不確定的，藍虹等認為環境規制對碳排放的影響是非線性的。[9]然而，對于環境規制工具與碳排放關系的研究相對較少，陳平等研究了命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制對碳排放公平性的影響；[11]孫帥帥等認為命令控制型、市場激勵型和自愿型環境規制對碳排放的影響均存在空間溢出效應，市場激勵型環境規制對碳排放的空間溢出效應最為顯著；[12]張華等認為非正式環境規制有助于降低碳排放；[13]李小平等認為命令控制型和市場激勵型環境規制與本地區碳生產率顯著正相關，自愿型環境規制對碳排放生產率的影響不太顯著；[14]吳茵茵等研究發現在碳交易市場中，行政干預力度可以影響減排效果，建議市場機制與行政干預協同作用。[15]

綜上所述，環境規制與碳排放之間的關系受到環境政策工具異質性、行業異質性、區域異質性等復雜因素的影響，二者的關系是不確定的，不一定是線性的，如果建立線性模型或只研究環境規制的二階系數，無法全面表征他們之間的非線性效果，因此本文提出以下假設：

H1：命令控制型環境規制與碳排放存在非線性關系

H2：市場激勵型環境規制與碳排放存在非線性關系

H3：公眾參與型環境規制與碳排放存在非線性關系

(二)企業環境行為的中介作用

不同類型的環境規制對企業環境戰略產生不同的影響，為了應對不同類型的環境規制，企業必須實施相應的環境戰略。通常來說，對于命令控制型環境規制，企業會采取必要的調整措施滿足法律規定的最低環境要求，否則嚴格的環境規制會導致企業退出市場，[5]為了達到最低環境標準，企業要承擔合規成本，增加環保投資，刺激企業向環境友好型生產技術創新，[7]達到減排效果；但是，環境政策的宣布與實施之間存在間隔，導致企業的供應商加快了開采速度，從而加劇了能源消耗，[16]導致碳排放量增加；也有學者研究發現，隨著政府環境規制的加強，為了節省生產成本，企業會傾向于將生產逐步轉移到政府監管較少的隱性經濟部門或者存在影子經濟，[17]導致正規生產的產出減少，非正規生產的產出增加，從而加劇了環境污染。對于市場激勵型環境規制，我國采取的主要措施是征收排污費，這會引導企業遵守環境規制，按期按量繳納排污費，從而減少碳排放，起到了激勵效果；[18]也有企業在比較違規成本和合規成本之后，選擇違反環境法規，繳納更多的排污費，不減少碳排放，起不到激勵效果。[19]對于公眾參與型環境規制，一方面通過社會輿論對地方政府產生壓力，[20]提高相關部門的執法力度；另一方面監督企業的環保責任，企業為樹立良好的社會形象，進行綠色技術創新，從而有助于減少碳排放。[21]因此提出如下假設：

H4：企業環境行為在命令控制型環境規制對碳排放的影響中起到了中介作用

H5：企業環境行為在市場激勵型環境規制對碳排放的影響中起到了中介作用

H6：企業環境行為在公眾參與型環境規制對碳排放的影響中起到了中介作用

本文將從以下三個方面為現有研究作進一步探討：第一，從微觀的角度分析環境規制、企業環境行為和碳排放之間的關系，構建一個將公共政策研究與管理研究相結合的分析框架來評估環境規制對企業污染排放行為的影響；第二，從理論意義上利用工企數據庫和綠色發展數據庫提供的工業煤炭消費量、燃料油消費量和潔凈燃氣消費量來推算企業級碳排放數據，為碳排放數據的測算作補充；第三，從現實意義上，在控制變量中加入考慮企業污染排放量的工業廢水、工業廢氣和工業二氧化硫排放量，以及代表企業績效的資產收益率、資產負債率等變量，更接近企業真實狀況，具有現實意義。

三、數據與模型

(一)變量描述

1、因變量

采用工業企業碳排放量取對數(CCE)作為因變量，由于沒有辦法直接取得企業層面碳排放量，根據中國國家氣候變化協調小組辦公室IPCC(2006)的計算方法，化石燃料燃燒產生的碳排放量可以通過將各種能源消耗乘以二氧化碳排放系數來估算，因此本文采用間接推算的方式獲得該數據，綠色發展數據庫提供了工業企業消耗的煤炭量、燃料油量和潔凈燃氣量，分別以《中國能源統計年鑒》的原煤、燃料油和天然氣的平均低位發熱量來表示工業企業三種能源的平均低位發熱量，參考錢志權的二氧化碳計算公式：[22]

其中，k=1,2,…，n表示能源種類，C表示工業企業能源消費的二氧化碳排放量，Ck表示第k種能源所產生的二氧化碳排放量；Qk為工業企業消耗的第k種能源消費量；NCV為平均低位發熱量，單位為GJ/KG；CC為碳含量，表示單位熱量的含碳水平，單位為KG/GJ；COF為碳氧化因子，即能源燃燒時的碳氧化率；44和12 分別為二氧化碳和碳的分子量。

2、自變量

核心解釋變量為命令控制型環境規制(CER)、市場激勵型環境規制(MER)和公眾參與型環境規制(PER)。參考相關文獻，[5]本文決定采用行政案件數除以企業數量來衡量命令控制型環境規制的強度，采用排污費除以區域GDP作為市場激勵型環境規制的代理變量，信訪件數取對數作為公眾參與型環境規制的代理變量。

3、控制變量

參考陳詩一等的研究，[18]本文選取的控制變量為企業總產值(lnoutput)、企業員工數(lnemploy)、資產收益率(ROA)、資產負債率 (LA)、管理費用率(OM)、固定資產產值率(OF)、出口(EX)、工業廢氣排放量(Gas)、工業廢水排放量(Water)、二氧化硫排放量(SO2)。

4、中介變量

中介變量為企業環境行為(CEB)，用企業的廢氣治理設施數量作為企業環境行為的代理變量。由于工業污染物量與工業碳排放具有協同效應，[23]那么企業廢氣治理設施在處理企業廢氣時也處理了二氧化碳。一般情況下，為了達到較高的環境標準，企業傾向于開發和應用清潔技術來控制其污染物排放。因此，本文假設企業的廢氣治理設施具有相同的生產率，企業擁有越多的廢氣治理設施，則該企業的環保意識越高，企業的環境行為越好。

(二)數據來源

為了從微觀層面研究環境規制對企業碳排放的影響，分析其傳導機制，本文所用企業級數據由中國工業企業數據庫和工業企業綠色發展數據庫匹配得到，由于部分年份數據大量缺失，綜合實際研究和數據的可獲得性，最終確定研究區間為1999—2013年(1)中國工業企業數據庫和工業綠色發展數據庫均來自中國微觀經濟數據查詢系統，目前權威數據只更新到2013年，所以本課題所選用的數據為1999—2013年。，剔除連續年份不滿15年的企業以及工業煤炭消費量、燃料油消費量和潔凈燃氣消費量數據缺失的企業，最終留下983家企業，樣本值為14745；本文用到的衡量環境規制強度的省級數據來自《中國環境統計》，省級企業數量和省內生產總值來源于各省份統計年鑒，表1給出了變量的描述性統計。

表1 描述性統計

(三)模型構建

首先采用了面板門檻模型檢驗環境規制與碳排放的非線性關系，然后運用中介效應模型研究企業環境行為在環境規制對企業碳排放影響中的中介效用。

1、面板門檻模型

Hansen提出的面板門檻模型既能精確估計門檻值，還可以進行顯著性檢驗，因此，本文采用此方法構建以環境規制為門檻變量的面板門檻模型，以單門檻模型為例，公式如下：

CCEi，t=δ0+δ1ERsi，t·I(qi，t≤λ)+δ2ERsi，t·I(qi，t>λ)+CEBi，t+δ3Xi，t+Year+Indus+εi，t

(1)

其中，I(·)表示指標函數，根據門檻變量q和門檻值λ之間的比較，可以發現環境規制在不同的條件下對碳排放量產生不同的影響，當門檻變量q小于門檻值λ時，環境規制對碳排放量的影響系數為δ1，當門檻變量q大于門檻值λ時，環境規制對碳排放量的影響系數為δ2。

2、中介效應模型

考慮到上一期碳排放可能會對本期產生一定影響，[24]因此，在解釋變量中引入被解釋變量的一階滯后項，中介效應模型包括以下三個等式：

CCEi，t=α0+α1CCEi，t-1+α2ERsi，t+α3Xi，t+Year+Indus+εi，t

(2)

CEBi，t=β0+β1ERsi，t+β2Xi，t+Year+Indus+εi，t

(3)

CCEi，t=γ0+γ1CCEi，t-1+γ2ERsi，t+γ3CEBi，t+γ4Xi，t+Year+Indus+εi，t

(4)

式(2)是基準回歸模型，研究了環境規制對企業碳排放的直接影響，其中i和t分別表示企業和年份，CCE表示企業的碳排放量，ER表示環境規制，X表示控制變量，Year和Indus分別是年份虛擬變量和行業虛擬變量，ε是干擾項；式(3)研究了環境規制對企業環境行為的影響，其中CEB代表企業環境行為；式(4)表示在控制了企業環境行為后，環境規制對企業碳排放的間接影響。

四、實證結果分析

(一)面板門檻模型實證結果分析

以環境規制為門檻變量，分別對三種環境規制變量進行三重門檻、雙重門檻和單一門檻檢驗，結果如表2所示，F和P分別表示F統計量和P值，命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制都在單一門檻和雙重門檻檢驗下顯著，在三重門檻檢驗下不顯著，因此選擇雙重門檻模型。

表2 面板門檻模型檢驗結果

表3展示了在雙重門檻面板模型下，以命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制分別作為門檻變量的門檻估計值及其置信區間，根據環境規制強度，所有觀察結果可以劃分出三個水平:當CER≤0.209時為低CER，當0.2090.511時為高CER；MER的兩個門檻估計值分別為0.852和0.145，當MER≤0.145時為低MER，當0.1450.852時為高MER；PER的兩個門檻估計值分別為0.244和0.147，當PER≤0.147時為低PER，當0.1470.244時為高PER。

表3 估計值和置信區間

分別以三種環境規制作為門檻變量進行回歸，結果如表4所示。表4中的前兩列顯示了命令控制型環境規制雙重門檻模型的回歸結果，從中可以找到兩個關于環境規制與碳排放量之間非線性關系的轉折點，低CER系數不顯著，而中CER系數在1%的水平上顯著，高CER在5%的水平上顯著。結果表明，命令控制型環境規制與碳排放存在非線性關系，只有在中CER強度下，命令控制型環境規制才會起到減少碳排放的效果，如果相對寬松，那么減排的有效激勵就不會被誘導，如果過于嚴格，激勵的效果就會受到限制，只有調控強度在特定范圍內，才能有效減少碳排放。第三列和第四列顯示了市場激勵型環境規制的雙重門檻模型回歸結果，從中也可以找到關于環境規制與碳排放量之間非線性關系的轉折點，低MER和中MER強度在1%的水平上顯著，高MER不顯著，說明市場激勵型環境規制與企業碳排放量存在非線性關系，低MER和中MER都存在減排效應，而且低MER的減排效果要優于中MER的減排效果，高MER不利于減排。第五列和第六列顯示了公眾參與型環境規制的雙重門檻模型回歸結果，其中存在兩個關于環境規制與碳排放量之間非線性關系的轉折點，低PER系數不顯著，而中PER系數和高PER系數為負，在10%的水平上顯著。結果表明，公眾參與型環境規制與碳排放存在非線性關系，在中PER和高PER下，環境規制對碳排放有微弱的抑制作用。結果驗證了假設1、假設2和假設3，即環境規制和碳排放之間存在非線性關系。

表4 面板門檻模型回歸結果

(二)中介效應模型實證結果分析

考慮到式(2)和式(4)是動態面板模型，將因變量的一階滯后項作為解釋變量，可以得到更準確的回歸結果，但也伴隨著內生性問題的出現，運用系統GMM模型可以減輕內生性的影響。[24]因此本文選擇系統GMM模型。從表5、表6和表7可以看出，擾動項的二階自相關AR(2)的結果，都大于0.1，拒絕了存在二階自相關的假定，Hansen檢驗結果P值也都大于0.1，說明工具變量的選擇是合理的，回歸結果是有效的。

1、命令控制型環境規制的實證結果分析

表5展示了企業環境行為在命令控制型環境規制對碳排放影響中的作用。第二列表示命令控制型環境規制對碳排放的直接影響，結果表明碳排放量的一階滯后項在1%的水平上顯著，說明上一期碳排放量對當期碳排放量有非常顯著的影響，其系數都為正，表示促進了當期碳排放量的增加，這與企業的生產技術有關，企業的生產設施和工藝流程在較短的時間內難以改變，因此生產效率難以提升，碳排放量受到上一期的影響；[24]核心解釋變量命令控制型環境規制系數為正，表明加強環境規制會導致碳排放量的增加。

表5的第三列展示了命令型環境規制對企業環境行為的影響，其系數為正，表示加強命令控制型環境規制可以激勵企業采取保護環境的措施。從第四列可以看出，企業環境行為與碳排放量是正相關的，在1%的水平上顯著，證明了環境規制通過企業環境行為間接對碳排放起到了促進作用，驗證了企業環境行為確實起到中介作用，證實了假設4。其原因可能是企業為了獲得合法性，避免潛在懲罰，提高社會聲譽向利益相關者發出改善環境的信號，但是企業購買污染處理設施，合規成本上升，為了彌補環境治理成本的上升，企業通常采取擴大生產的方式，由于信息不對稱，部分企業可能會隱藏排放信息，[17]無法達到改善環境的預期效果。

表5 命令控制型環境規制的回歸結果

從表5的控制變量來看,在命令控制型環境規制下，工業污染物排放量與碳排放有非常明顯的正相關關系，說明存在協同效應；企業規模與碳排放量正相關，表明隨著企業規模的擴大，企業會產生更多的二氧化碳；資產收益率對碳排放量起到了微弱的抑制作用，即資產收益率越高，企業收益越高，為了持續發展需要迎合環境法律法規，購買污染處理設施，從而降低碳排放量；資產負債率對碳排放有微弱的抑制作用，通常情況下，資產負債率越高，企業經營困難，沒有資本購買設施，會停業整頓或者被責令退出市場，從而減少碳排放；管理費用率與碳排放的效果不顯著，這與我國的會計準則有關，屬于期間費用，不計入生產成本，與產品的生產沒有直接關系，因此管理費用率與碳排量不顯著；固定資產利用率與碳排放量負相關，即固定資產利用率越高，產生的碳排放量越低，這是由于企業的生產具有規模效應，設備的利用率越高，二氧化碳排放量邊際遞減；企業出口額與碳排放量呈負相關，這可能與進口國的產品質量標準有關，要求出口產品遵循進口國的環境法規。

2、市場激勵型環境規制的實證結果分析

表6展示了企業環境行為在市場激勵型環境規制對碳排放影響中的作用。第二列表示市場激勵型環境規制對碳排放的直接影響，核心解釋變量市場激勵型環境規制系數為正，表明加強市場激勵型環境規制會導致碳排放量的增加。

表6的第三列展示了市場激勵型環境規制對企業環境行為的影響，其系數為正，表示市場激勵型環境規制越嚴格，企業越注重自己的環境行為，但是從第四列可以看出，企業環境行為與碳排放量是正相關的，且在1%的水平上顯著，證明了環境規制通過企業環境行為間接對碳排放起到促進作用，驗證了企業環境行為確實起到了中介作用，證實了假設5，這主要是因為部分企業滿足了最低的環境合法標準后，缺少動力進一步去開展研發工作，特別是有關提高創新技術的研發工作。

表6 市場激勵型環境規制的回歸結果

從表6的控制變量來看,在市場激勵型環境規制下，大多數控制變量與命令控制型環境規制下的結論相似，不同的是，資產收益率與碳排放量正相關，原因可能是企業要權衡違背環境法規所付出的成本與所獲得的收益，對資產收益率高的企業，當履約成本遠高于罰款成本時，可能直接支付罰款；[20]資產負債率對碳排放的影響不顯著，原因可能是在市場激勵型環境規制下，資產負債率高的企業可能被責令退出市場，因此對碳排放的影響不顯著。

3、公眾參與型環境規制的實證結果分析

表7展示了企業環境行為在公眾參與型環境規制對碳排放影響中的作用。第二列表示公眾參與型環境規制對碳排放的直接影響，核心解釋變量公眾參與型環境規制系數為負，顯著性較弱，表明加強公眾參與型環境規制可以抑制碳排放量的增加，但是效果不是非常顯著，原因可能是隨著人們環境意識的提高，對企業社會責任的監督更加強烈，但是群眾參與度不高。

表7的第三列展示了公眾參與型環境規制對企業環境行為的影響，其系數為正，表示公眾參與型環境規制越嚴格，企業越注重自己的環境行為。從第四列可以看出，公眾參與型環境規制與碳排放量是負相關的，在10%的水平上顯著，證明了環境規制通過企業環境行為間接對碳排放起到抑制作用，驗證了企業環境行為確實起到中介作用，證實了假設6。這可能是因為公眾參與型環境規制這種“自下而上”的監督方式，為相關主管部門提供了更加精準的信息，促使相關主管部門采取有針對性的環境保護措施，但是效果較弱，因為當時人們的環境保護意識還不太高。

從表7的控制變量來看,在公眾參與型環境規制下的控制變量與命令控制型環境規制的結論基本相似，不同的是，在公眾參與型環境規制下，資產收益率和資產負債率對碳排放的影響不顯著，原因可能是群眾在信訪的時候對企業的財務情況沒有充分的關注。

表7 公眾參與型環境規制的回歸結果

(三)穩健性檢驗

為了檢驗本文的回歸結果是否可靠，采用新的因變量重新估計了環境規制與碳排放之間的關系，用碳排放強度(CEI)代替因變量，該強度是企業碳排放量與工業總產值之比，回歸結果如表8所示。從式(2)和式(4)的回歸結果可以看到，解釋變量和新因變量之間的相關性與表5、表6和表7相同，這意味著本文的模型是穩健的。

表8 穩健性檢驗結果

五、研究結論及政策建議

(一)主要結論

本文基于1999—2013年中國工業企業數據庫和中國綠色發展數據庫，運用面板門檻模型和中介效應模型分別研究了命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制對企業碳排放的直接影響和間接影響，根據上文的分析，得出以下結論：

1、根據面板門檻模型，以環境規制為門檻變量，發現了三種環境規制政策都與碳排放存在非線性關系，驗證了假設1、假設2和假設3。命令控制型環境規制在中CER強度下才會起到減少碳排放的效果，市場激勵型環境規制在低MER和中MER強度下都存在減排效應，高MER不利于減排，公眾參與型環境規制在中PER和高PER強度下可以微弱地抑制碳排放。

2、通過中介效應模型的傳導機制分析，分別驗證了企業環境行為在三種環境規制對碳排放的影響中起到中介作用，假設4、假設5和假設6得到了證實。命令控制型、市場激勵型和公眾參與型環境規制都有助于改善企業的環境行為，在公眾參與型環境規制下，企業環境行為有助于減少碳排放。

3、從控制變量來看,在命令控制型環境規制下，工業污染物排放量和企業規模與碳排放正相關，存在協同效應，資產收益率、資產負債率、固定資產利用率和企業出口額與碳排放負相關，有利于抑制碳排放增長；在市場激勵型環境規制下，大多數控制變量與命令控制型環境規制下結果相似，不同的是，資產收益率與碳排放量正相關，資產負債率對碳排放的影響不顯著；在公眾參與型環境規制下，資產收益率和資產負債率對碳排放沒有顯著影響。

(二)政策建議

針對以上結論，本文提出以下政策建議：

1、相關主管部門應進一步完善環境規制，引導企業主動采取低碳行為。從命令控制型環境規制角度，應完善規范環境保護標準，建立和優化產品環境標識制度，完善獎懲制度，對違反環境法規的企業，除了要求停轉并等行政處罰外，還應設計合理的經濟懲罰機制；從市場激勵型環境規制角度，應充分利用碳交易計劃和碳稅等市場激勵工具來優化碳排放上限，將碳稅納入環境保護稅法，通過碳交易價格向市場發出明確信號，引導企業投資低碳技術；從公眾參與型環境規制角度，應充分利用網絡社交平臺、新媒體平臺等互聯網科技拓展公眾反饋的渠道，公開反饋的流程，并將處理結果及時回應給來訪者，保證機制的有效性。

2、相關主管部門要善于利用政策工具組合并提供更多不同類型的環境政策工具去激發企業的減排潛能。本文研究發現，CER、MER和PER都與碳排放存在非線性關系，但是三種政策工具的實施效果卻有所不同，雖然低CER、高MER和低PER都是無效率的，但是低CER和低MER組合、低PER和中MER組合、低CER和高PER都是有效的，都可以避免單一政策工具的無效率；應當在現有的命令控制型、市場激勵型等政策工具基礎上，充分調動和發揮公眾參與型、信息型等政策工具的作用，擴大相關主管部門在規范企業行為時的政策工具選擇范圍。

3、企業應把環境責任納入長遠的經營戰略中。主動接受公眾的監督，定期披露環境保護信息；不僅要提高減排意識，還要關注生產過程中產生的其他工業污染物的排放，降低協同效應帶來的影響；在企業生產經營方面，隨著生態優先、綠色發展觀念的逐漸強化，人們的消費意識也在發生轉化，隨著綠色需求的擴大，企業應積極開發綠色創新技術，生產綠色產品，帶動上下游企業共同向綠色低碳發展轉型，促進經濟的長期可持續發展，推動“碳達峰、碳中和”目標的實現。