朱智洺，何冰雁，沈天苗

（河海大學商學院，江蘇南京211100）

清潔發(fā)展機制（CDM）項目在中國區(qū)域分布結構
——基于中國各省市面板數(shù)據(jù)的實證研究

朱智洺，何冰雁，沈天苗

（河海大學商學院，江蘇南京211100）

清潔發(fā)展機制（CDM）是我國實現(xiàn)低碳經(jīng)濟發(fā)展的需要。文章考察了我國2007-2012年31個省、市、自治區(qū)的CDM項目數(shù)量，借鑒離散型非線性模型——負二項式模型，運用面板數(shù)據(jù)對CDM在中國區(qū)域分布結構進行回歸分析。結果表明，地區(qū)人均GDP、電力消費、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平以及外商投資對CDM項目分布結構存在影響：地區(qū)人均GDP和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對CDM項目分布存在負向影響；電力消費對CDM項目分布存在正向影響；外商投資與CDM項目則存在非線性U型關系。最后，從我國碳減排、碳交易市場建立方面給出政策啟示。

清潔發(fā)展機制；電力消耗；外商投資；人均GDP；負二項式模型

一、引言

在全球發(fā)展低碳經(jīng)濟的大背景下，我國作為世界碳排放第一大國，減排的壓力越來越大。哥本哈根會議前夕，中國政府便向世界承諾，到2020年我國的碳排放強度（單位GDP二氧化碳）將比2005年下降40%～45%。國際上，碳減排大都通過建立碳交易市場、企業(yè)買賣碳排放權、實現(xiàn)減排資源的最優(yōu)配置，降低總減排成本。歐盟碳交易市場是國際上最大的碳交易市場，歐盟各國的市場機制主要有三種：歐盟內(nèi)部建立的碳排放權交易系統(tǒng)（EUETS）、與轉型期國家建立聯(lián)合履約（JI）、與發(fā)展中國家建立清潔發(fā)展機制（CDM），其中CDM機制是唯一與發(fā)展中國家相關聯(lián)的機制。近年來，我國積極參與到清潔發(fā)展機制（CDM）以及核證減排交易之中（CER）。然而，由于我國各地區(qū)由于經(jīng)濟、環(huán)境、政府政策等存在差異，導致CDM項目數(shù)量分布不均衡，如CDM項目主要集中在經(jīng)濟發(fā)展相對落后的西部省份，而在廣東、浙江等富裕的沿海省份，CDM項目數(shù)量相對較少。與此同時，缺少對CDM項目數(shù)量分布結構的深層原因分析，使基于CDM項目的中國碳排放交易在國際上處于交易鏈低端，很大程度上影響到我國參與到清潔發(fā)展機制（CDM）以及核證減排交易（CER）之中。因此，探究影響CDM項目分布的內(nèi)生因素，確定CDM分布結構原因，對政府調(diào)控CDM項目數(shù)量、降低碳減排總成本，建立全國性碳交易市場，具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

關于CDM項目機制的研究，國內(nèi)外學者已有不少成果。國外一些學者試圖從CDM大區(qū)域的角度去分析CDM分布結構：Painuly、Jyoti探討了CDM項目對發(fā)展中國家的利弊，認為發(fā)展中國家可以通過排放權交易市場來獲利，且其收益在非發(fā)展中國家，包括在交易機制下時有期望達到最大［1］。Castro、Paula認為在CDM機制下，碳排放權價格對發(fā)達國家CDM項目具有抑制作用，對欠發(fā)達國家執(zhí)行CDM項目則具有促進作用［2］。Jung則運用集群分析法，對主要CDM項目國家，包括中國、巴西、阿根廷、印度、墨西哥以及南非等進行實證分析，認為在亞洲以及拉丁美洲的工業(yè)化程度發(fā)展較高的國家相對非洲國家，CDM項目更加具有吸引力［3］。Mi?chaelowa則從碳交易（sCER）的角度，發(fā)現(xiàn)CDM項目在工業(yè)化地區(qū)如亞洲比較落后地區(qū)發(fā)展更有力，并且提出這可能與國家機制存在不可分割的聯(lián)系［4］。此外Castro在2011年針對各地數(shù)據(jù)做統(tǒng)計分析也發(fā)現(xiàn)落后地區(qū)CDM項目的潛力較不足，并認為大多數(shù)發(fā)展中國家都具有相當大的潛力實施CDM項目，從而較少減排成本，這與政府的鼓勵是密不可分的［5］。另外一些學者試圖從不同的政權體制的角度去研究對CDM分布結構的影響。如Lütken和Michaelowa則認為CDM項目是政府調(diào)控的必然結果［6］。Schroeder則從政治角度分析了清潔發(fā)展機制在印度的狀況，認為印度政府積極引導技術轉移，大力發(fā)展清潔發(fā)展機制，以此去促進地區(qū)發(fā)展［7］。但就目前國外的研究來看，關于CDM項目的研究多以定性說明為主，少量的定量研究則多集中于大范圍內(nèi)的整體研究，認為CDM項目大都分布在工業(yè)較發(fā)達地區(qū)，沒有考慮各個具體地域的經(jīng)濟環(huán)境存在區(qū)別以及政治體制的差異，如我國的CDM項目主要集中在經(jīng)濟發(fā)展相對落后的西部省份、富裕的沿海省份，CDM項目數(shù)量相對較少。

國內(nèi)研究相對有些滯后，但目前一些學者亦已逐步展開對情節(jié)發(fā)展機制的研究。以地區(qū)為觀察點出發(fā)進行實證研究，童罡從我國廣東省的天然氣分布式能源的發(fā)展現(xiàn)狀、發(fā)展空間出發(fā)，認為我國CDM項目機制應充分利用地區(qū)資源優(yōu)勢，但同時強調(diào)政府政策性鼓勵對CDM項目發(fā)展不可或缺［8］。張紅蕾通過對我國云南省的水電CDM項目的考察，運用GIS技術，發(fā)現(xiàn)云南某些市相對其他縣市在水電CDM項目上面具有明顯優(yōu)勢［9］。肖靜靜、王侃宏、張永新則將CDM項目與該地區(qū)具體的地熱資源相聯(lián)系，通過以河北省某縣地熱供暖項目為例，根據(jù)CDM方法學AM0072“地熱源替代化石燃料的區(qū)域供暖”，計算了項目減排量，并進行了經(jīng)濟性分析比較。結果表明，該地區(qū)發(fā)展地熱供暖的潛力很大，而CDM項目的實施將有助于地熱供暖產(chǎn)業(yè)的發(fā)展［10］。從另一側面反映出CDM數(shù)量分布與地區(qū)的一些實際情況可能存在聯(lián)系。魏子力則從經(jīng)濟平衡的角度去說明CDM項目能夠促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題［11］。通過對四川省的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)該省CDM項目的數(shù)量和二氧化碳減排量都位居全國前列，并發(fā)現(xiàn)通過CDM機制，四川可獲得資金和技術發(fā)展低碳經(jīng)濟，一定程度上減少了地區(qū)的發(fā)展不平衡。然而另外一些學者則試著從我國政府的具體政策角度出發(fā)。如郭元從我國政府對國內(nèi)CDM項目管理的經(jīng)濟手段方面去探究，提出政府從公平的角度出發(fā)，促進了我國貧困區(qū)域的CDM項目數(shù)量增加［12］。羊志洪、鞠美庭則提出政府應鼓勵發(fā)展清潔發(fā)展機制，并借鑒CDM經(jīng)驗構建中國國內(nèi)碳排放交易市場，從碳交易市場的角度去佐證CDM項目的政策性鼓勵［13］。

總體來看，這些文獻往往針對某一地區(qū)的某一變量，實證分析后得出結論，沒有進一步深化研究我國各個地區(qū)的CDM項目分布情況，并且對于影響CDM項目的各個內(nèi)生變量沒有做深入探究。在綜合考慮已有相關文獻研究成果與局限的基礎之上，本文分析我國各省市清潔發(fā)展機制結構中，引入地區(qū)GDP、電量消耗、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達程度以及外商投資作為內(nèi)生變量，經(jīng)過一系列假設，運用負二項式模型進行回歸，實證分析各省市CDM項目的分布結構，為國家發(fā)展CDM項目提供政策參考。

二、理論假設

（一）解釋變量的選擇

據(jù)已有研究情況來看，經(jīng)濟發(fā)展對CDM項目數(shù)量之間具有正向影響［14］，即清潔發(fā)展機制主要集中在大型并且發(fā)展迅速的工業(yè)化國家或地區(qū)［4，15-16］。我國的實際情況存在差異，由表1的數(shù)據(jù)可以看出，即使在我國的貧困省份，CDM項目數(shù)量相對富裕省份也是較多的。

表1 我國各省市CDM項目的數(shù)量

這一發(fā)現(xiàn)在理論上是符合邏輯的：一方面，落后的省份技術水平相對較低，資源也相對較廉價，當企業(yè)在這些區(qū)域投資時，可獲利機會更多［17］；另一方面我國政府鼓勵政策也存在很大影響，由于東西部經(jīng)濟發(fā)展不平衡，國家鼓勵支持西部大開發(fā)，需要在一定程度上調(diào)節(jié)經(jīng)濟發(fā)展的平衡問題。因此，本文選取能夠反映地區(qū)富裕程度的人均GDP作為考察對象之一，這里取人均，為防止規(guī)模效應對本研究造成相關干擾。其次，CDM項目開發(fā)旨在減少溫室氣體的排放成本，而能源消耗則是產(chǎn)生溫室氣體的主要來源之一。根據(jù)盧俊宇、黃賢金（2013）等研究，能源消耗是碳足跡的一個有力證據(jù)［18］，所以本研究將能源消耗納為影響CDM項目的另一重要考察對象。能源消耗涉及電力、煤炭、石油等，為防止各省地理資源以及環(huán)境的差異對本研究造成不同程度的干擾，以各省電力消耗來替代各地區(qū)的能源消耗量作為分析指標。鑒于我國的能源消耗主要發(fā)生在第一、二產(chǎn)業(yè)，而新興的第三產(chǎn)業(yè)主要以服務業(yè)為主，對能耗的要求較低，所以在考察能耗的同時，將第三產(chǎn)業(yè)在整個產(chǎn)業(yè)中所占比例也作為重要考察指標之一。最后，根據(jù)《京都議定書》，清潔發(fā)展機制作為三大靈活機制之一，允許工業(yè)化的國家在符合其排放義務、緩解氣候變化的情況下，提供資金以及技術，在發(fā)展中國家（“聯(lián)合國氣候變化框架公約”，2012年）建立CDM項目，以降低其減排成本。即發(fā)達國家對我國進行投資，提供資金技術而發(fā)展中國家提供產(chǎn)地與資源。因此外商投資對于CDM項目必然存在一定影響，所以將外商投資作為最后一個關鍵性解釋變量。

（二）研究假設

（1）人均GDP與CDM項。CDM項目分配的其中一個決定性因素是財富。在一個給定的國家，一些地區(qū)比其他地區(qū)要富裕，如中國的長三角相對西部地區(qū)要富裕很多。根據(jù)標準經(jīng)濟理論，生產(chǎn)力是決定財富的一個重要因素［19-20］。持續(xù)的經(jīng)濟增長需要生產(chǎn)力的不斷提高，同時技術進步也是經(jīng)濟增長必不可少的條件，且我國是能源消耗大國，能源方面的技術相對而言起著尤為重要的作用。根據(jù)以往研究，能源技術與經(jīng)濟增長之間具有互相影響的效果，能源技術為經(jīng)濟增長提供必需的動力，經(jīng)濟增長又提高了人類開發(fā)和利用能源資源的技術水平，從而提高了能源的利用效率、優(yōu)化了消費結構［21］。所以我國的經(jīng)濟增長多發(fā)生在技術密集型行業(yè)，如出口制造業(yè)領域等。在相對發(fā)達的沿海區(qū)域，經(jīng)濟發(fā)展程度相對較高，資源配置已經(jīng)相對較合理，科學技術水平也已發(fā)展到一個相對先進階段。在此前提之下，富裕省份為進一步提高經(jīng)濟增長，更加依賴外部技術水平進行資源配置。因此做出合理的假設，富裕的省份相對更加依賴先進的技術。根據(jù)經(jīng)濟學原理，富裕省份碳減排的邊際成本應該更高，這使各方在投資富裕地區(qū)CDM項目上可獲利機會相對貧困區(qū)域更少。

其次，宏觀上，我國政府為降低總減排項目成本，更加鼓勵支持在邊際成本較低的落后省份去實施CDM項目。這樣一方面可以降低總成本，另一方面也能夠在一定程度上縮小地區(qū)間貧富差距，否則政府將很難吸引到國內(nèi)外的投資。根據(jù)以上理由，做出如下假設：

假設1在一個給定的時間內(nèi)，該地區(qū)人均GDP與地區(qū)CDM項目數(shù)量呈負相關關系。

（2）電力消耗與CDM項目。能源的不斷消耗伴隨著二氧化碳的持續(xù)產(chǎn)生，侯建朝、譚忠富［22］的研究認為，電力的消耗對碳排放的增多存在多個方面的影響。根據(jù)Kaya恒等式，電量消耗生產(chǎn)二氧化碳如下：

其中，Ctot為電力生產(chǎn)二氧化碳排放總量；Ci為第i種能源生產(chǎn)電力導致的CO2排放量，i=1，2，3，4分別表示煤炭、石油、天然氣和其他能源；其他能源不產(chǎn)生排放CO2排放；P為人口總量；Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值；G為總電力生產(chǎn)量；Gi為第i種能源生產(chǎn)的電量；Qi為電力生產(chǎn)中消耗的第i種能源數(shù)量；Inc=Y/P為人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；I=G/P為電力生產(chǎn)強度；Si則為第i種能源生產(chǎn)電量占總電力生產(chǎn)量的比重，即電力生產(chǎn)結構；Eri為發(fā)電的煤耗；Ri即為第i種能源CO2排放系數(shù)。

由（1）式我們知道，Ctot與Si存在正向關系，即電量產(chǎn)生和消耗越多，CO2排放總量也在不斷增多。我國大量CDM項目可以在較大程度上減少為生產(chǎn)電力能源而產(chǎn)生的含碳氣體，因此某地區(qū)電力消耗的增大，該地區(qū)可獲利的CDM項目的機會也隨之增多。所以消耗電力較大的省份相對消耗電力較小的省份來說，CDM項目數(shù)應該相對多一些。隨著時間的推移，電力消費不斷遞進，那么CDM項目也逐漸增加。根據(jù)以上理由做出如下假設：

假設2在一個給定的時間內(nèi)，地區(qū)電力消費與地區(qū)CDM項目數(shù)量呈正相關關系。

5)運用回歸分析的方法建立了含水率同連接力之間的關系模型。檢驗結果表明，模型的擬合程度非常高，能夠有效地表達含水率與連接力間的關系。

（3）第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達程度與CDM項目。如果假設2得到證實，本文將進一步考察第三產(chǎn)業(yè)對CDM項目的影響。首先，高層次的經(jīng)濟財富與龐大的服務部門是密不可分的，如我國的金融中心上海。然而服務部門又往往能源強度較低。第三產(chǎn)業(yè)通常具有低碳排放的特點［23］，所以他并不是CDM項目的理想選擇之地。為了說明問題，下面使用的數(shù)據(jù)顯示，考察上海市在2007-2011年期間，地區(qū)GDP與服務行業(yè)進行分析。分析結果見表2。

表2 上海市GDP與服務行業(yè)數(shù)目相關分析

根據(jù)統(tǒng)計學誤差p＜0.001，存在顯著相關。根據(jù)以上做出如下假設：

假設3在一個給定的時間內(nèi)，地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達程度與地區(qū)CDM項目數(shù)量呈負相關關系。

（4）外商投資與CDM項目。清潔發(fā)展機制（CDM）是聯(lián)合國根據(jù)減排溫室氣體的邊際成本而實行的可轉讓排污許可。CDM的出現(xiàn)為我國吸引外資和利用外資彌補我國經(jīng)濟發(fā)展的資金缺口和促進可持續(xù)發(fā)展提供了新的領域和機會［24］，其項目本身也是外商投資的一個部分。然而外商投資對CDM項目的影響存在多種可能。根據(jù)之前研究，一些大型外商投資的直接流入可能意味著，外國投資者對該地區(qū)擁有豐富的經(jīng)驗以及數(shù)據(jù)，這就可能減少他們在項目實施過程中的交易成本。然而，這種說法卻忽略了另外一個重要方面，那就是增加外國直接投資也意味著，在當前狀況下該地區(qū)已經(jīng)獲得先進的外國技術，提高了生產(chǎn)率［25］。如果再提高生產(chǎn)力和提高能源利用效率，將造成碳減排的邊際成本越來越大。反過來說，這種越來越大的邊際成本也將降低投資CDM項目的盈利能力。所以，研究外商投資對CDM項目的影響應該綜合考慮兩者之間的作用大小。根據(jù)上述做出如下假設：

假設4在一個給定時間內(nèi)，地區(qū)外商投資與地區(qū)CDM項目之間存在非線性U形關系。

三、理論分析

（一）模型的選擇

從已有文獻來看［4，15-16］，CDM項目分布以及分布結構大都借鑒了離散型非線性模型，尤以一般形式的Poisson回歸模型和負二項式模型居多。但利用Poisson分布來模擬各類事件包含了若干很強并且不可靠的經(jīng)驗假設［26］，例如Poisson分布假設被研究的時間序列的均值與方差是相同的。而實際上本文這類相關研究很少發(fā)現(xiàn)均值與方差是一致的。表3即為本研究中各變量的描述性統(tǒng)計值。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計值

由表3發(fā)現(xiàn)方差已經(jīng)有超過均值的趨勢，這時就產(chǎn)生了所謂的過度離散現(xiàn)象。其產(chǎn)生的原因源于未觀測到的非均質(zhì)性以及時變性［27］，即可以理解為Poisson分布是負二項式分布的極限情況，若沒有發(fā)生過度離散，兩者效果是等同的。與此同時，本文以面板數(shù)據(jù)為基礎數(shù)據(jù)，而負二項模型較適合于對觀測對象的重復觀察值之間存在的序列進行研究。綜合以上因素，構建以下模型（2），來檢驗關于影響CDM項目的分布結構的因素：

其中，CDMst表示清潔發(fā)展機制數(shù)量，s表示各省分指標，t表示時間，Xst表示影響CDM數(shù)量分布因素的特征向量。a為常數(shù)項，b為特征向量系數(shù)，c為不可觀測效應?？梢砸暈殡S機也可以視為固定。

（二）解釋變量和被解釋變量

為了檢驗假設，本文以中國31個省市自治區(qū)2007-2012年的CDM項目數(shù)量的數(shù)據(jù)作為被解釋變量的數(shù)據(jù)，包括已注冊的項目，以及已批準項目和待驗證階段項目。分析單位是全省一年。解釋變量包含地區(qū)人均GDP（PGDP）、地區(qū)電力消費（EC）、第三產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)業(yè)比例（TIP）以及地區(qū)外商投資（FDI），如表4所示。

表42007-2012年各省市CDM項目數(shù)量

續(xù)表4

（三）分析與討論

基于外商投資對CDM項目的不確定性，加入解釋變量外商投資的平方作為另一考察對象，并進行回歸分析?；诿姘鍞?shù)據(jù)回歸的Hausman檢驗法，對本研究中所涉及的模型進行檢驗，檢驗結果發(fā)現(xiàn)P＞10%，因此本研究采用負二項式隨機效應模型進行回歸分析。具體的回歸結果由STATA12.0軟件得出。從下表5的回歸結果可以看出大部分變量的系數(shù)通過1%顯著性檢測，說明各個模型都具有較好的解釋能力。

表5為各解釋變量以及加入外商投資平方項后的回歸結果。其中模型1未引入其他變量，觀察人均GDP對CDM項目分布的影響。模型2、3、4為分別單獨考察電量消耗、第三產(chǎn)業(yè)所占比例以及外商投資對CDM項目分布的影響。模型5在模型4的基礎上加入平方項，考察外商投資是否對CDM項目存在非線性U型關系。模型6為各解釋變量對CDM項目的整體回歸結果。

根據(jù)估計結果，發(fā)現(xiàn)假設一是完全成立的，即人均GDP與CDM數(shù)量分布負相關。模型1與模型6的系數(shù)均為負，且模型1通過0.1%的檢測，模型6通過1%的檢測。這也進一步驗證隨著地區(qū)富裕程度增強，技術提高，CDM項目的邊際成本也隨之增加，數(shù)目也就隨之下降這一觀點。其次，政府干預也在一定程度上對CDM數(shù)量起到了很好的調(diào)節(jié)作用，政府考慮總成本最低，在貧困地區(qū)加強政府的鼓勵政策，對CDM項目支持，一定程度上帶動了經(jīng)濟的發(fā)展，降低了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡。

表5 負二項式隨機效應模型回歸結果

通過對比模型2與模型6可以發(fā)現(xiàn)，兩者的回歸系數(shù)均為正，且模型5中P值為0，說明電力消費與CDM數(shù)量存在強烈的正相關。這是因為地區(qū)電力消費大，對于像我國這樣的發(fā)展中國家來說，意味著產(chǎn)生電力的煤炭等燃料消耗必然隨之變多，這時CDM項目可獲利的空間在該地區(qū)也大大增強，投資并應運而生了。

在模型1的基礎上，根據(jù)模型3的結果，其在5%的范圍內(nèi)接受了檢驗，可以判斷：第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)達程度與CDM數(shù)量存在負相關，盡管從模型6可以看出P值相對較大，但是對于總體期望而言，負向效應還是較強烈。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達程度往往與地區(qū)的富裕程度成正比，這也很好地驗證了假設。

綜合考量模型4、模型5、模型6，假設4即外商投資與CDM項目存在U形也是完全成立的。模型4中FDI這一估計量的系數(shù)為負，而加入FDI的平方項后，由模型5看出其估計量的系數(shù)為正且在5%的水平下接受檢驗。模型6中各系數(shù)與模型5的結果也具有類似特征。以上檢驗結果充分說明外商投資對CDM項目的影響為非線性U型。這表明隨著外商投資的不斷增加，能源技術不斷地注入，CDM項目投資邊際成本越來越大，可獲利機會越來越少，CDM項目呈下降的趨勢，當?shù)竭_一定程度后，外商投資越多，會使交易成本會隨之減少，從而增大了投資的利潤，導致CDM項目數(shù)反向呈上升趨勢。

四、結論與政策啟示

一直以來，對于CDM項目分布結構內(nèi)生機制一直沒有得到清晰地解釋。本文通過一系列可能假設以及引用負二項式模型，從理論和實踐兩方面對其進行了研究。得到以下幾點結論：①我國CDM項目主要集中在西部區(qū)域，相對較廉價的能源技術，為CDM項目的開展提供了契機；②CDM項目的分布與能源消耗尤以電力消耗存在密切關系，電量消耗的增多將拉動CDM項目的進程；③地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)達程度將在一定范圍內(nèi)造成CDM數(shù)量發(fā)生變化；④外商投資對于CDM項目存在多種影響，總體呈U型關系。

以上CDM分布結構內(nèi)生機制的研究對我國具有一定的啟示作用：

第一，政府CDM項目調(diào)控重點應該集中在CDM項目較多區(qū)域，如云南、四川等地。CDM項目的聚集一方面表明該地區(qū)實施清潔發(fā)展機制邊際成本較低，另一方面說明該地區(qū)實施CDM項目的外部環(huán)境優(yōu)勢相對其他地區(qū)較為明顯。在這些地區(qū)，政府可利用其獨特的地理環(huán)境與優(yōu)勢，鼓勵積極開展調(diào)控與CDM相關的招商引資項目，如在云南某些縣市利用其水利CDM項目優(yōu)勢，重點建設該地區(qū)可發(fā)展的水利CDM項目。努力在順利完成我國碳減排目標之時可使總成本達到最低，使資源達到最優(yōu)配置。

第二，應當加快制定出臺有效的政策方案，引導我國CDM項目的實施。如針對CDM項目提供資金、稅收支持，鼓勵扶持某些實施CDM項目外部優(yōu)勢明顯但招商力度相對薄弱的區(qū)域，如四川貴州等區(qū)域。健全財稅金融政治體系，推動外商形成合理的投資心態(tài)。同時，加強各地區(qū)對碳減排意識的形成，發(fā)揮各地區(qū)的優(yōu)勢以及CDM項目所產(chǎn)生的投資誘發(fā)效應。此外，繼續(xù)加強我國清潔發(fā)展機制（CDM）的節(jié)能減排的技術能力，如引進歐美CDM項目中較為先進的減排技術與方法，使我國能夠更深層次、更大范圍地參與到全球范圍內(nèi)清潔發(fā)展機制的合作之中。

第三，針對我國基于CDM項目的碳交易在國際上處于交易鏈低端，參與程度較低，應加快推進中國碳交易市場的建立。根據(jù)我國各地區(qū)CDM項目分布情況，輔以適當?shù)慕灰左w制，如將期權期貨交易方式引入到我國碳交易市場建立之中，鼓勵在CDM項目發(fā)達的西部先建立起較為完善的碳交易市場，運用配額與市場交易相結合的方式，為我國碳交易市場初始價格進行制定，使我國碳市場真正與國際市場相接軌，擺脫目前我國在國際市場上的不合理的交易局面。在優(yōu)化CDM項目分布結構的基礎之上，實行統(tǒng)一的管理和集中調(diào)度，真正實現(xiàn)我國低碳排放目標。

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［責任編輯：余志虎］

The Regional Distribution Structure of Clean Development Mechanism(CDM)Projects—An Empirical Study on the Panel Data at Provincial Level in China

ZHU Zhi-ming，HE Bing-yan，SHEN Tian-miao
（School of Business，Hohai University，Nanjing 211100，China）

The clean development mechanism(CDM)is the need for China to achieve low-carbon economic development.Ac?cording to the analyses on the number of CDM projects in 31 provinces，autonomous regions and municipalities of China during the year of 2007 to 2012，drawing discrete nonlinear model-negative binomial model and applying panel data to make a re?gression analysis on the regional distribution structure of CDM in China，the study shows that per capita GDP，electricity con?sumption，development level of the tertiary industry and foreign investment have an impact on the distribution structure of CDM projects.Among them，the per capita GDP and the development level of the tertiary industry have a negative effect on the distribution structure of CDM projects，while the electricity consumption plays a positive role in the distribution structure of CDM projects.Meanwhile，the relationship between the foreign investment and the CDM projects presents the nonlinear U shape.Finally，the paper proposes policy suggestions from reduction of carbon emission and establishment of carbon trading market in China.

CDM；electricity consumption；foreign investment；per capita GDP；negative binomial model

F205

A

1007-5097（2014）08-0046-06

●中國經(jīng)濟

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.08.009

2013-10-29

國家社會科學基金項目（09BJL046）；江蘇省社會科學研究項目（13SQC-037）

朱智洺（1970-），女，江蘇姜堰人，副教授，碩士生導師，博士，研究方向：國際貿(mào)易，國際金融；

何冰雁（1990-），男，安徽南陵人，碩士研究生，研究方向：金融學；

沈天苗（1990-），女，江蘇揚州人，碩士研究生，研究方向：國際貿(mào)易。