中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)的關(guān)系研究
——基于VAR模型的實(shí)證分析

岳宇君，張磊雷

(南京郵電大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 南京 210003)

引 言

2000年以來(lái)，我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展迅速，根據(jù)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)中心發(fā)布的第44次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》，截至2019年6月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)8.54億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)到61.2%[1]?；ヂ?lián)網(wǎng)帶來(lái)的的影響是多方面、多角度、多層次的，隨著寬帶中國(guó)戰(zhàn)略目標(biāo)的完成、5G牌照的發(fā)放、“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的推進(jìn)，這種影響將越來(lái)越顯著。互聯(lián)網(wǎng)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用不言而喻，而互聯(lián)網(wǎng)的使用必然依賴電力，因此，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在一定程度上刺激著電力需求?！豆I(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》強(qiáng)調(diào)“互聯(lián)網(wǎng)與綠色制造融合發(fā)展”，“十三五”規(guī)劃明確要求：“到2020年，能源消耗總量控制在50億噸標(biāo)準(zhǔn)煤以內(nèi)。”[2]而我國(guó)的電力工業(yè)是以燃煤發(fā)電為主，能耗問(wèn)題及其對(duì)環(huán)境的影響值得深思。20世紀(jì)90年代以來(lái)，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)環(huán)境的影響，特別是其與能源消耗的關(guān)系引起了人們的廣泛關(guān)注。不過(guò)，大多文獻(xiàn)研究的是信息通信技術(shù)與電力消費(fèi)的關(guān)系，直接研究互聯(lián)網(wǎng)使用與電力消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)很少。學(xué)者們的研究結(jié)論并不一致：Bernstein，Ishida，張三峰，汪東芳等利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展可以有效降低大多數(shù)行業(yè)的能源強(qiáng)度，促進(jìn)區(qū)域能源效率的提高，減少溫室氣體的排放[3-6]；Faucheux，Anderson，Saidi，王敏等使用面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展在一定程度上刺激了能源需求，導(dǎo)致能源消費(fèi)的增加，特別是電力消費(fèi)的增加[7-10]。

對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)關(guān)系的研究始于Kraft[11]。眾多研究成果表明，兩者之間的關(guān)系大致可以分為四類：電力消費(fèi)單向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(增長(zhǎng)假說(shuō))，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單向促進(jìn)電力消費(fèi)(守恒假說(shuō))，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間存在雙向因果關(guān)系(反饋假說(shuō))，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間沒(méi)有明顯的因果關(guān)系(中性假說(shuō))[12]。對(duì)不同國(guó)家的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的檢驗(yàn)，結(jié)論可能不一樣。例如，Apergis等研究表明，在高收入和中上等收入國(guó)家，兩者之間存在雙向因果關(guān)系，而在低收入國(guó)家只存在電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系[13]。Yoo等研究表明，1971年至2002年間，馬來(lái)西亞和新加坡的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是雙向因果關(guān)系，而泰國(guó)和印度尼西亞的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是單向因果關(guān)系[14]。對(duì)同一國(guó)家不同區(qū)域的電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的檢驗(yàn)，結(jié)論也可能不一樣。例如，劉生龍通過(guò)對(duì)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)東、中、西部地區(qū)，只有西部地區(qū)存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到電力消費(fèi)的單向因果關(guān)系[15]。

本文以2003—2017年互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建向量自回歸(Vector Autoregression，VAR)模型，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)分析等進(jìn)行實(shí)證研究，以期揭示互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)的內(nèi)在相關(guān)性，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展、政策制定及相關(guān)研究提供參考。

一、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和有效性，本文選取的數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2003—2017年。選擇互聯(lián)網(wǎng)普及率，即每100人中的互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)(記為NET)作為互聯(lián)網(wǎng)使用的指標(biāo)，2003—2007年的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2008—2017年的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》；選擇人均GDP(記為GDPPC)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；選擇人均年用電量(記為EC)作為電力消費(fèi)的指標(biāo)，2003—2016年數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《電力工業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2017年數(shù)據(jù)來(lái)源于《2017年全國(guó)電力工業(yè)統(tǒng)計(jì)快報(bào)》。考慮到數(shù)據(jù)的異方差問(wèn)題，進(jìn)行了變量的自然對(duì)數(shù)變換，分別記為lnNET,lnGDPPC和lnEC。相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

(二)研究模型

Narayan等以電力消耗為被解釋變量、GDP總量為解釋變量構(gòu)建二元模型，采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，探討電力消費(fèi)與GDP的關(guān)系[16]。Sadorsky以電力消耗為被解釋變量、互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動(dòng)電話普及率為解釋變量，通過(guò)增加收入和能源價(jià)格建立多元研究模型[17]。Mohammad等以電力消費(fèi)為被解釋變量，以互聯(lián)網(wǎng)使用和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為解釋變量，在同一分析框架下研究它們的內(nèi)在關(guān)系[18]。本文在借鑒他們研究成果的基礎(chǔ)上，優(yōu)化研究思路和方法，構(gòu)建模型如下：

EC=F(A,NET,GDPPC)

(1)

或者

ECt=A(NETt)α1(GDPPCt)α2

(2)

等式兩邊同取對(duì)數(shù)，得到本文的計(jì)量模型：

lnECt=α0+α1lnNETt+α2lnGDPPCt+εt

(3)

其中，t表示年份，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1和α2為彈性系數(shù)，εt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)研究方法

VAR模型構(gòu)建的前提是數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，可以通過(guò)單位根檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，方法主要有DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)兩種。其中，ADF檢驗(yàn)可以處理自相關(guān)的時(shí)間序列[19]。在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建基于互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)三個(gè)變量的VAR模型。通過(guò)以下步驟檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)的關(guān)系：首先，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)研究互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，包括適用于雙變量分析的EG兩步法[20]和適用于多變量分析的Johansen檢驗(yàn)法[21]。其次，在證明變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系后，使用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷變量間因果關(guān)系的方向，可以避開(kāi)偽回歸，更為準(zhǔn)確地研究變量之間的關(guān)系。最后，通過(guò)比較不同變量的脈沖響應(yīng)，分析互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間的關(guān)系。

二、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

為了防止偽回歸的發(fā)生，在建立VAR模型之前，必須對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)3個(gè)變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。采用ADF檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)各變量序列的平穩(wěn)性，若原始序列不是平穩(wěn)的，則需要對(duì)各變量的一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。原始序列l(wèi)nNET,lnGDPPC和lnEC的ADF值均大于各置信水平的臨界值，無(wú)法拒絕具有單位根的原假設(shè)。因此，所有原始序列都存在單位根，是非平穩(wěn)的。進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，序列ΔlnNET和ΔlnGDPPC的ADF值小于10%臨界值，即在10%的水平上拒絕原假設(shè)，可認(rèn)為序列ΔlnNET和ΔlnGDPPC是平穩(wěn)的；序列ΔlnEC的ADF值小于1%臨界值，可以在1%水平上拒絕原假設(shè)，也是平穩(wěn)的。因此，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，可以認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)三個(gè)變量序列都是一階單整的。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：Δ表示變量的一階差分；檢驗(yàn)形式中，C表示帶有常數(shù)項(xiàng)，T表示帶有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，數(shù)字0和1則表示滯后階數(shù)；滯后階數(shù)根據(jù)序貫t規(guī)則確定

(二)VAR模型的建立

分別以互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)(每一個(gè)內(nèi)生變量)為因變量，以它們的滯后值為自變量，構(gòu)建VAR模型，實(shí)現(xiàn)由單變量自回歸模型向多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型的轉(zhuǎn)化。由式(1)，(2)，(3)可以得到VAR模型的表達(dá)式為：

(4)

(5)

(6)

考慮到本研究的樣本數(shù)據(jù)量有限，VAR模型的滯后期過(guò)大會(huì)導(dǎo)致自由度的降低，影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。因此，根據(jù) AIC(赤池信息準(zhǔn)則)，SC(施瓦茨準(zhǔn)則)，以及 LR(似然比)統(tǒng)計(jì)量確定滯后階數(shù)。如果 AIC和SC的滯后階數(shù)同時(shí)達(dá)到最小，則可以直接據(jù)此確定最優(yōu)滯后階數(shù)，否則使用LR檢驗(yàn)進(jìn)行取舍。經(jīng)檢驗(yàn)和比較，選擇二階為本研究模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，建立VAR(2)，并檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。結(jié)果如圖1所示，所有特征根都在單位圓內(nèi)，模型平穩(wěn)。

(三)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

VAR模型中所有變量序列均為一階單整的，滿足協(xié)整分析的前提。Johansen檢驗(yàn)適用于兩個(gè)以上變量的VAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)，可以進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號(hào)關(guān)系。在已建立的VAR(2)模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。在 5% 顯著性水平上，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果都拒絕了“沒(méi)有協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，且接受存在“一個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，表示VAR模型各變量之間有且只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。對(duì)唯一存在的協(xié)整方程進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示，相應(yīng)的協(xié)整向量為：β=(1，-0.12，-0.48)，標(biāo)準(zhǔn)化后得到：

lnECt=0.12lnNETt+0.48lnGDPPCt+3.27

(7)

式(7)表明，從長(zhǎng)期來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用與電力消費(fèi)之間存在顯著的正向關(guān)系，系數(shù)為0.12，表示lnNET每增加1個(gè)百分點(diǎn)，lnEC將增加0.12個(gè)百分點(diǎn)，這表明在2003—2017年快速發(fā)展的過(guò)程中，我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)電力消費(fèi)有一定的依賴性。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間存在顯著的正向關(guān)系，系數(shù)為0.48，表示lnGDPPC每增加1個(gè)百分點(diǎn)，lnEC就增加0.48個(gè)百分點(diǎn)，這表明我國(guó)2003—2017年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)刺激了電力消費(fèi)。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示只有一個(gè)線性無(wú)關(guān)的協(xié)整向量

表4 協(xié)整方程的估計(jì)結(jié)果

注：***表示協(xié)整系數(shù)均在1%的水平上顯著；圓括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；方括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量

(四)Granger因果檢驗(yàn)

進(jìn)一步進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以確定變量lnNET，lnGDPPC和lnEC之間的因果關(guān)系，結(jié)果如表5所示。原假設(shè)(1)和(3)對(duì)應(yīng)的P值都為0，遠(yuǎn)小于0.05，可以在5%的水平上拒絕原假設(shè)，即互聯(lián)網(wǎng)使用是電力消費(fèi)的Granger原因，電力消費(fèi)也是互聯(lián)網(wǎng)使用的Granger原因，它們之間存在雙向因果關(guān)系；原假設(shè)(2)和(5)對(duì)應(yīng)的P值也都為0，可以在5%的水平上拒絕原假設(shè)，即電力消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系；原假設(shè)(4)和(6)對(duì)應(yīng)的P值分別為0.008和0.015，均小于0.05，可以在5%的水平上拒絕原假設(shè)，即互聯(lián)網(wǎng)使用與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系。結(jié)果表明，2003—2017年我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)是相互影響的。

表5 各變量的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

(五)脈沖響應(yīng)分析

通過(guò)給電力消費(fèi)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，觀察互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到的影響，以進(jìn)一步探究電力消費(fèi)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果如圖2、圖3所示。其中，橫軸代表沖擊作用的期數(shù)，縱軸代表互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)沖擊的響應(yīng)程度，灰色區(qū)域?yàn)?5%CI置信帶。

電力消費(fèi)擾動(dòng)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的影響如圖2所示。給電力消費(fèi)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)電力消費(fèi)的擾動(dòng)立即做出響應(yīng)，1期的響應(yīng)值為正，1至3期響應(yīng)值呈上升趨勢(shì)，在3期達(dá)到峰值，而后開(kāi)始下降，6期后又出現(xiàn)反彈。整個(gè)沖擊響應(yīng)始終為正，響應(yīng)程度整體上波動(dòng)較大。結(jié)果表明，不同時(shí)期電力消費(fèi)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的影響不同，但整體上是正向的，即電力消費(fèi)可在一定程度上促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)的使用。

電力消費(fèi)擾動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響如圖3所示。電力消費(fèi)在受到單位沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速響應(yīng)，0至1期迅速增長(zhǎng)，在1期達(dá)到峰值，1至2期急劇下降，2至4期再呈上升趨勢(shì)，然后呈現(xiàn)緩慢的下降趨勢(shì)。整個(gè)沖擊響應(yīng)為正，在4期之前，脈沖響應(yīng)函數(shù)有增有減，并且波動(dòng)很大；4期之后，脈沖響應(yīng)函數(shù)略有下降，并逐漸趨于平緩。這表明，短期內(nèi)電力消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能更為強(qiáng)烈，而長(zhǎng)期來(lái)看將趨于穩(wěn)定，整體上來(lái)說(shuō)，電力消費(fèi)的增加會(huì)在一定程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

三、結(jié)論與建議

本文以2003—2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，選取我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)普及率、人均GDP及人均用電量3個(gè)指標(biāo)，探討了互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間的關(guān)系。先用ADF檢驗(yàn)法驗(yàn)證時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后構(gòu)建向量自回歸(VAR)模型，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明，互聯(lián)網(wǎng)使用與電力消費(fèi)之間存在顯著的正向關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與電力消費(fèi)之間也存在顯著的正向關(guān)系；Granger因果檢驗(yàn)表明，互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)有正向影響，而電力消費(fèi)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有正向影響；脈沖響應(yīng)分析表明，電力消費(fèi)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的影響是正向的，電力消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也是正向的。

根據(jù)研究結(jié)果，提出如下建議：

(1)提高能效。互聯(lián)網(wǎng)使用的協(xié)整系數(shù)為0.12，即互聯(lián)網(wǎng)使用每增加1個(gè)百分點(diǎn)，電力消費(fèi)將增加0.12個(gè)百分點(diǎn)。由此可見(jiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用將促進(jìn)電力消費(fèi)，給電力需求帶來(lái)額外壓力，并在一定程度上增加能源消耗和碳排放。建議推廣節(jié)能設(shè)備和節(jié)能設(shè)施，提高互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的能效；增加“互聯(lián)網(wǎng)+”應(yīng)用的深度和廣度，通過(guò)智能化、信息化和自動(dòng)化提高能源利用率。

(2)因地制宜。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整系數(shù)為0.48，即經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，電力消費(fèi)將增加0.48個(gè)百分點(diǎn)。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)電力消費(fèi)有正向影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式在一定程度上依賴能源。建議將今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)放在質(zhì)量和效益上，考慮“因地制宜”。例如，對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)，保護(hù)環(huán)境；對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，加大科技投入，逐步轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的能源依賴型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的同時(shí)，降低能源消耗。

(3)均衡發(fā)展。綜合Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用和電力消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和電力消費(fèi)都是雙向因果關(guān)系，即電力消費(fèi)在一定程度上促進(jìn)了互聯(lián)網(wǎng)使用和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，建議關(guān)注節(jié)能減排政策與互聯(lián)網(wǎng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平衡，不能盲目降低電力消費(fèi)。為了在兼顧環(huán)境效益的同時(shí)保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，應(yīng)大力發(fā)展清潔能源，如風(fēng)能、水能、太陽(yáng)能等。