Luận văn Thiết kế Quy hoạch cung cấp điện cho quận 2 và quận 9, thành phố Hồ Chí Minh

cho bằng không ,sẽ được hệ phương trình : (4-6) Giải hệ phương trình trên ta xác định được các hệ số ,b,c,…Sau đây ta sẽ đi xác định các hệ số của một số phương trình thường gặp : a . Dạng phương trình 1 : y = x +b (4-7) Theo (3-14) ta có : Khai triển ta được : (4-8) Đây là hệ thống 2 phương trình 2 ẩn số , giải hệ phương trình này ta sẽ xác định được giá trị của a và b . Như vậy , bằng cách tính giá trị các tổng quan sát : , , , Giải hệ phương trình (4-8) ta sẽ tìm được a,b thoả mãn các tính chất không chêïch , xác đáng và hiệu quả . Nếu chia phương trình thứ hai của hệ (4-8) , cho số lần quan sát là n , ta được : (4-9) Vậy phương pháp bình phương cực tiểu cho phép tìm các giá trị ,b và xác định đường thẳng đi qua điểm có toạ độ và tức là đi qua điểm có toạ độ bằng giá trị trung bình của các biến x và y . Ký hiệu là : Gốc của trục toạ độ khi ấy chuyển đến điểm có toạ độ là và , hệ phương trình (4-8) sẽ đơn giản đi , vì và sẽ bằng không. Khi ấy ta xác định được : (4-10) Trong đó : b . Dạng phương trình 2 Theo (3-14) , ta có : Khai triển ta có : (4-11) Giải hệ phương trình (3-19) ta xác định các hệ số a, b , c c . Dạng phương trình 3 Logarit hoá 2 vế : Cũng tiến hành tương tự như trên , ta có hệ phương trình sau : (4-12) Giải hệ phương trình (4-12) , ta được log , log b .Từ đấy dễ dàng xác định được các hệ số , b . V - HIỆU CHỈNH CÁC HỆ SỐ CỦA HÀM HỒI QUY BẰNG PHƯƠNG PHÁP SAN BẰNG HÀM MŨ: 1 . Đặt vấn đề. Mỗi toán tử dự báo được đặc trưng bởi một hàm hồi quy ( còn gọi là hàm xu thế) Trong các hàm hồi quy ấy, thường các hệ số được xác định theo phương pháp bình phương cực tiểu . Bản thân phương pháp này cho ta các hệ số không đổi của mô hình dự báo trên cơ sở những số liệu quan sát trong quá khứ . Sử dụng mô hình dự báo này để tính dự báo cho tương lai với các hệ số hằng sẽ phạm một sai số nào đó tuỳ thuộc vào khoảng thời gian dự báo . Nếu tầm dự báo càng xa thì sai số càng lớn , ngoài ra nhận thấy rằng những số liệu gần hiện tại có ảnh hưởng đến giá trị dự báo nhiều hơn những số liệu ở quá khứ xa . Nói cách khác tỷ trọng các số liệu đối với giá trị dự báo giảm theo hàm mũ khi lùi về quá khứ. Nội dung cơ bản của phương pháp này là tính toán sự hiệu chỉnh các hệ số của toán tử dự báo theo phương pháp truy chứng . 2 .Phương pháp san bằng hàm mũ : Giả thiết có một chuỗi thời gian yt , ( t =1 , 2 ,…, n ) và được mô tả bằng một đa thức bậc p như sau : e+ et Trong đó : là hệ số của hàm dự báo , với et là sai số dự báo . Dựa vào đây cần dự báo giá trị yt tại thời điểm với Dự báo giá trị yt tại thời điểm với có thể thực hiện theo phương pháp phân tích chuỗi Taylor : là đạo hàm bậc k tại thời điểm t và bất cứ đạo hàm bậc k nào (với k = 0 , 1 , 2 ,…p) của phương trình trên đều có thể biểu diễn bằng một tổ hợp tuyến tính của trung bình mũ và cần xác định giá trị trung bình mũ ấy . Giá trị trung bình mũ bậc 1 của chuỗi yt được xác định như sau : Trong đó : là thông số san bằng , có giá trị là 0 < < 1, nó thể hiện ảnh hưởng của các quan sát quá khứ đến dự báo . Nếu tiến tới 1 , nghĩa là chỉ xét đến quan sát sau cùng (gần nhất) . Nếu tiến tới 0 , nghĩa là xét đến ảnh hưởng của mọi quan sát trong quá khứ Giá trị trung bình mũ bậc k của chuỗi yt được biểu biễn theo bậc [k-1] như sau : Tác giả Brown R.G đã phân tích công thức truy chứng để xác định trung bình mũ như sau: Như vậy xuất phát từ công thức truy chứng này , tất cả các đạo hàm trong công thức (1) đều có thể được xác định theo các phương trình : --------------------------------------------------------------------- Trong đó : là trung bình mũ bậc k tại thời điểm t a .Xác định các hệ số của mô hình dự báo : Bây giờ ta xét một mô hình tuyến tính có dạng : e Để xác định các hệ số a0 , a1 , ta dùng các định lý cơ bản của Brown R.G và Meyer R.F , ta có được một hệ thống phương trình biểu diễn mối quan hệ giữa các giá trị của hê số a0 , a1 với trung bình mũ , , như sau : Giải hệ phương trình này , ta tìm được giá trị ước lượng của hệ số Như vậy , hàm dự báo lúc này sẽ có dạng : Và sai số dự báo được xác định theo công thức : Trong đó : là sai số trung bình bình phương (hay còn gọi là độ lệch quân phương) của các quan sát trong quá khứ , và bằng : ei : là sai số điện năng quan sát so với điện năng tính toán Xét một mô hình có dạng bậc 2 như sau : e Tương tự như trên , ta lập được một hệ thống 3 phương trình biểu diễn mối quan hệ giữa a0, a1 , a2 với trung bình mũ bậc 1 , bậc 2 và bậc 3 của hàm y tại thời điểm t là , , (1) Giải hệ thống phương trình này , ta xác định được : Như vậy hàm dự báo có dạng : Và sai số dự báo được xác định theo công thức : Xác định điều kiện ban đầu : Từ công thức truy chứng để xác định trung bình mũ như đã giới thiệu là : Ta nhận thấy rằng để tiến hành thủ tục san bằng , cần phải quy định được đại lượng ban đầu ( điều kiện ban đầu ký hiệu là ) Với mô hình dự báo dạng tuyến tính : e Thì điều kiện ban đầu là : (2) Với mô hình dự báo dạng bậc 2 : e Thì điều kiện ban đầu là : (3) Trong đó các hệ số , của phương trình (2) , và , , của phương trình (3) được xác định theo phương pháp bình phương cực tiểu . Xác định thông số san bằng tối ưu (a) : Khi xây dựng toán tử dự báo theo phương pháp san bằng hàm mũ , vấn đề cần quan tâm là xác định thông số san bằng tối ưu a .Rõ ràng là với mỗi giá trị a khác nhau thì kết quả dự báo sẽ khác nhau . Nhiều công trình nghiên cứu đã đề nghị là xác định giá trị a xuất phát từ khoảng thời gian san bằng và tính theo công thức sau : Trong đó m là số quan sát được trong khoảng thời gian san bằng .Từ các bước và nội dung tính toán đã giới thiệu , ta có thể thành lập sơ đồ thuật toán của phương pháp dự báo san bằng hàm mũ như sau : Nhập số liệu Dừng máy In kết quả K < N ( số năm dự báo ) K = k+1 ( tăng lên 1 năm ) Gán giá trị trung bình mũ năm k cho điều kiện ban đầu . Tính độ lệch Tính sai số K > M Tính hàm dự báo năm k Tính hệ số,năm k Tính giá trị trung bình mũ năm k Xác định dự báo vàa Lấy số liệu tính được năm k =1 Lấy từ số liệu quan sát của năm k K £ M(số năm quan sát ) Xác định điều kiện ban đa K=1 (năm thứ nhất ) CHƯƠNG II TÍNH TOÁN DỰ BÁO NHU CẦU ĐIỆN NĂNG TRÊN ĐỊA BÀN QUẬN 2 ĐẾN NĂM 2010 : I > MÔ HÌNH DỰ BÁO ĐIỆN NĂNG TIÊU THỤ CỦA QUẬN 2 THEO TỔNG SẢN LƯỢNG CÔNG NGHIỆP BẰNG PHƯƠNG PHÁP TƯƠNG QUAN : Thực chất của phương pháp này là nghiên cứu mối tương quan giữa điện năng tiêu thụ với các chỉ tiêu kinh tế khác trong nền kinh tế quốc dân , ở đây ta lấy tổng giá trị sản lượng công nghiệp . Căn cứ vào các mối tương quan đã được xác định và dự báo phát triển kinh tế mà ta xác định được dự báo về nhu cầu điện năng . Nhược điểm của phương pháp tương quan là muốn dự báo nhu cầu điện năng ở năm thứ t , chúng ta phải thành lập mô hình dự báo phụ là lập dự báo về sự phát triển của nền kinh tế theo thời gian ( ở đây dùng phương pháp ngoại suy theo thời gian để dự báo về sản lượng của ngành công nghiệp ) . Theo kết quả tình hình sử dụng điện năng trên địa bàn quận 2 trong những năm trước đến nay : từ năm 1997 – 2003 và sản lượng công nghiệp của những năm tương ứng , ta có bảng số liệu thống kê sau : Bảng 1 : Năm t Điện năng tiêu thụ yi(GWh) Tốc độ tăng (%) Sản lượng công nghiệp xi ( tỷ đồng) Tốc độ tăng (%) 1997 1 63 171 1998 2 72 14,29 194 13,45 1999 3 84 16,67 227 17,01 2000 4 99 17,86 266 17,18 2001 5 121 22,22 323 21,43 2002 6 139 14,82 371 14,86 2003 7 160 151,11 420 13,21 Qua kết quả từ bảng thống kê ta thấy tình hình phát triển điện năng trong những năm trước đây là tương đối ổn định và theo quy luật tăng dần từ đó ta có thể bỏ qua giai đoạn hiệu chỉnh số liệu ban đầu , ta lấy trực tiếp những số liệu trên đây làm cơ sỡ tính toán dự báo nhu cầu điện năng 1 - Đánh giá tương quan giữa các đại lượng trong mô hình dự báo : Ở đây chúng ta đánh giá tương quan giữa điện năng tiêu thụ y và x qua công thức (3-7) ta tính giá trị tương quan giữa các đại lượng y và x : == = 105,428 (GWh) = = 281,714 (tỷ đồng) =227.995 =607532= 51992,555 = 85572 = 7766,558 Thay các giá trị vừa tìm được vào công thức (3-7).Vậy hệ số tương quan bằng á Kết luận : với r = 0,99 thì mức độ tương quan giữa y và x là tương quan chặt . Theo công thức (3-8) , ta có : = Giả thiết với độ tin cậy là 0,95 , tra bảng phân phối student ta được : t0,05 = 2,179 rõ ràng là : t = 117,613 > t0,05 = 2,179 Chứng tỏ rằng x và y tương quan tuyến tính với nhau . Từ kết quả tính toán ta thành lập ( bảng 2) thống kê dưới đây : Năm t xi yi X2i Y2i xi.yi 1997 1 171 63 29241 3969 10773 1998 2 194 72 37636 5184 13968 1999 3 227 84 51529 7056 19068 2000 4 266 99 70756 9801 26334 2001 5 323 121 104329 14641 39083 2002 6 371 139 137641 19321 51569 2003 7 420 160 176400 25600 67200 Cộng 28 1972 738 607532 85572 227995 Lập mô hình dự báo dự báo bằng phương pháp tương quan : a / Mô hình dự báo có dạng : y = ax + b y : là điện năng tiêu thụ x : là sản lượng công nghiệp Để xác định các hệ số a, b ta sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu . Các hệ số a, b được xác định bởi phương trình : Khai triển hệ phương trình ta có : từ bảng 2 và theo công thức (4-10) = Vậy hàm dự báo có dạng sau : (1) b/ Lập mô hình dự báo sản lượng công nghiệp theo phương pháp ngoại suy : Mô hình : x = abt Aùp dụng công thức (3-1) Giả sử mô hình dự báo có dạng hàm mũ như sau : At = A0(1+)t Trong đó : At : giá trị sản lượng công nghiệp ở năm thứ t (tỷ đồng ) A0 :giá trị sản lượng công nghiệp ở năm chọn làm gốc. : tốc độ phát triển bình quân hàng năm t : thời gian dự báo . Với : Từ công thức (3-4) : At = A0Ct Lấy logarit hoá biểu thức (3-4) ta có : log At = logA0 + t logC (3-5) Đặt :y = log At ;b = log A0 ;a = logC Vậy biểu thức (3-5) có thể viết : y = b + at Bảng số liệu ( At : đơn vị tỷ đồng ) Bảng 3 Năm ti T2i At yi = log At yiti 1997 1 1 171 2,2329 2,2329 1998 2 4 194 2,2878 4,5756 1999 3 9 227 2,3560 7,068 2000 4 16 266 2,4248 9,6992 2001 5 25 323 2,5092 12,546 2002 6 36 371 2,5694 15,4164 2003 7 49 420 2,6232 18,3624 Cộng 28 140 1972 17,0033 69,9005 Từ công thức (4-12) ta lập phương trình : Ta có hệ phương trình : Giải ra ta được : log A0 = 2,1594 Vậy A0 = 144,344 logC = 0,0674 Vậy C = 1,1679 Vậy mô hình dự báo có phương trình : A (t ) = 144,344.(1,1679)t Từ đây ta suy ra được nmô hình dự báo sản lượng công nghiệp từ năm dự báo thứ 8 (2004) đến năm dự báo thứ 14 (2010) như sau : - Năm 2004 : A8 = 144,344.(1,1679)8 = 499,62 ( tỷ đồng ) - Năm 2005 : A9 = 144,344.(1,1679)9 = 583,51 ( tỷ đồng ) - Năm 2006 : A10 = 144,344.(1,1679)10 = 681,48 ( tỷ đồng ) - Năm 2007 : A11 = 144,344.(1,1679)11 = 795,9 ( tỷ đồng ) - Năm 2008 : A12 = 144,344.(1,1679)12 = 929,54 ( tỷ đồng ) - Năm 2009 : A13 = 144,344.(1,1679)13 = 1085,61 ( tỷ đồng ) - Năm 2010 : A14 = 144,344.(1,1679)14 = 1267,88 ( tỷ đồng ) Từ số liệu tính toán ta có (bảng 4) thống kê dự báo giá trị sản lượng công nghiệp Năm ti Ai (tỷ đồng) 2004 8 499,62 2005 9 583,51 2006 10 681,48 2007 11 795,90 2008 12 929,54 2009 13 1085,61 2010 14 1267,88 Từ hàm tương quan (1) thay lần lượt các giá trị x ( sản lượng công nghiệp của các năm từ 2004 – 2010 trong (bảng 4) , ta có y điện năng dự báo lần lượt từ nănm 2004 – 2010 như sau : - Năm 2004 : y = 0,3864.499,62 + 3,426 = 189, 63 (GWh) - Năm 2005 : y = 0,3864. 583,51 + 3,426 = 222,04(GWh) - Năm 2006 : y = 0,3864. 681,48 + 3,426 = 259,89(GWh) - Năm 2007 : y = 0,3864. 795,9 + 3,426 = 304,11(GWh) - Năm 2008 : y = 0,3864. 929,54 + 3,426 = 355,75(GWh) - Năm 2009 : y = 0,3864. 1085,61+ 3,426 = 416,05(GWh) - Năm 2010 : y = 0,3864. 1267,88 + 3,426 = 486,48(GWh) Từ tính toán về dự báo nhu cầu điện năng ta có (bảng 5) thống kê các số liệu dưới đây : Năm SLCN (tỷ đồng) Điện năng (GWh) Tốc độ tăng (%) 2004 499,62 189, 63 20,66 2005 583,51 222,04 17,09 2006 681,48 259,89 17,05 2007 795,9 304,11 17,01 2008 929,54 355,75 16,98 2009 1085,61 416,05 16,95 2010 1267,88 486,48 16,93 1.2/ Lập mô hình dự báo điện năng bằng phương pháp ngoại suy theo thời gian : a / Xây dựng mô hình dự báo : Theo phương pháp ngoại suy theo thời gian ta có phương trình liên hệ giữa điện năng năm dự báo và điện năng chọn làm gốc Giả sử mô hình dự báo có dạng sau : At = A0(1+)t (3-a) Trong đó : At : điện năng dự báo ở năm thứ t (GWh) A0 : điện năng ở năm chọn làm gốc (GWh) : tốc độ phát triển bình quân hàng năm t : thời gian dự báo . Với : Từ công thức (3-a) : At = A0Ct (3-b) Lấy logarit hoá biểu thức (3-4) ta có : log At = logA0 + t logC (3-c) Đặt : y = log At b = log A0 a = logC Vậy biểu thức (3-c) có thể viết : y = b + at (3-c) Để xác định các hệ số a, b ta dùng phương pháp bình phương tối thiểu ta thấy phương trình (3-d) chính là phương trình (3-c) Aùp dụng hệ phương trình (4-8) ta có hệ phương trình sau : (3-e) Sau khi tính toán các số hạng trong hệ phương trình ta có : Bảng 6 Năm ti t2i At yi = log At yiti 1997 1 1 63 1,7993 1,7993 1998 2 4 72 1,8573 3,7146 1999 3 9 84 1,9242 5,7726 2000 4 16 99 1,9956 7,9824 2001 5 25 121 2,0827 10,4135 2002 6 36 139 2,1430 12,858 2003 7 49 160 2,2041 15,4287 Cộng 28 140 738 14,0062 57,9691 Ta có hệ phương trình : Giải ra ta được : a = 0,0694 b = 1,7231 thay các giá trị vừa tìm được vào phương trình hồi quy ta có : y = 1,7231+0,0694 hay viết dưới dạng hàm mũ ta có : a = logC logC = 0,0694 C = 1,1733 b = logA0 logA0 = 1,7231 A0 = 52,8567 vậy hàm dự báo có dạng : At = 52,8567.(1,1733)t - Năm 2004 :A8 =52 ,8567.(1,1733)8 = 189,83 (GWh) -Năm 2005 : A9 = 52,8567.(1,1733)9 = 222,73 (GWh) - Năm 2006 : A10 = 52,8567.(1,1733)10 = 261,33(GWh) - Năm 2007 : A11 = 52,8567.(1,1733)11 = 306,62(GWh) - Năm 2008 : A12 = 52,8567.(1,1733)12 = 359,76(GWh) - Năm 2009 : A13 = 52,8567.(1,1733)13 = 422,1(GWh) - Năm 2010 : A14 = 144,344.(1,1679)14 = 495,25 (GWh) Bảng 7 Dự báo nhu cầu điện năng đến năm 2010 bằng phương pháp ngoại suy theo thời gian : Năm ti Ai (tỷ đồng) 2004 8 189,83 2005 9 222,73 2006 10 261,33 2007 11 306,62 2008 12 359,76 2009 13 422,1 2010 14 495,25 á Nhận xét : Bằng phương pháp ngoại suy theo thời gian ta có kết quả dự báo như ở trên . Tuy nhiên các kết quả phần trên đã tính toán không phản ánh đúng với diễn biến thực tế ở tương lai vì trong mô hình dự báo ta sử dụng một hệ số không đổi là (C= 1,1733) trong khi đó giá trị dự báo lại phụ thuộc vào thời gian dự báo so với thời gian của năm quan sát . Để khắc phục những nhược điểm trên chúng ta phải hiệu chỉnh lại các hệ số của phương trình hồi quy đã rút ra được từ phương pháp ngoại suy theo thời gian bằng phương pháp san bằng hàm mũ ( như phần lý thuyết đã nêu ) 1.3/ Lập mô hình dự báo theo phương pháp san bằng hàm mũ để hiệu chỉnh các hệ số của phương trình hồi quy : a/ Xác định thông số san bằng tối ưu : = ( vì ta chọn quá khứ là 7 năm nên m =7 ) b / Xác định điều kiện ban đầu : = = Lấy năm 1997 chọn làm gốc ứng với t = 0 , có điện năng quan sát là 63GWh. Như lý thuyết đã trình bày ta xác định được các trung bình mũ và các thông số ước lượng , qua đó ta hiệu chỉnh các số liệu đã quan sát và dự báo điện năng đến năm 2010 : c / Hiệu chỉnh các số liệu quan sát : + Năm 1998 ( t =1 ) : ta có Trong đó : : là điện năng quan sát năm 1997 năm chọn làm gốc , và bằng 63 GWh log y1 = = 63 = 1,7993 : là điều kiện ban đầu . Vậy : Và : = Xác định các thông số ước lượng : = 21,1586 –1,377 = 1,795 = Hàm dự báo điện năng có dạng : = 1,795 + 0,0697t Thay t = 1 , ta có : 1,795 + 0,06971 = 1,8647 Vậy điện năng năm 1996 , tính theo mô hình dự báo sẽ là : (1,8647) = 73,23 (GWh) á Năm 1999 ( t =1 ) : ta có Trong đó : : là điện năng quan sát năm 1998 , và bằng 72 GWh Nên : = 72 = 1,8753 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 21,658321,4473 = 1,8693 = Hàm dự báo điện năng có dạng : = 1,86 + 0,0703t Với t = 1 , ta có : 1,86 + 0,07031 = 1,9396 Vậy điện năng năm 1997 , tính theo mô hình dự báo sẽ là : (1,936) = 87,02 (GWh) á Năm 2000 : Ta có : Trong đó : : là điện năng quan sát năm 1999 , và bằng 84 GWh Nên : = 84 = 1,9243 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 21,72 – 1,516 = 1,932 = Hàm dự báo có dạng : = 1,932 + 0,0694t Với t = 1 , ta có : 1,932 + 0,06941 =2,0023 Vậy điện năng năm 1998 , tính theo mô hình dự báo sẽ là : (2,0023) = 100,53 (GWh) á Năm 2001 : Ta có : Trong đó : : là điện năng quan sát năm 2000 , và bằng 99 GWh Nên : = 99 = 1,9956 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 21,7925 - 1,585 = 1,9994 = Hàm dự báo có dạng : = 1,9994 + 0,0689t Với t = 1 , ta có : 1,9994 + 0,06891 = 2,0683 Vậy điện năng năm 2001 , tính theo mô hình dự báo sẽ là : (2,0683) = 117,04 (GWh) á Năm 2002 : Ta có : Trong đó : : là điện năng quan sát năm 2001 , và bằng 121 GWh Nên : = 121 = 2,0828 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 21,86 – 1,655 = 2,0747 = Hàm dự báo có dạng : = 2,0747 + 0,0699t Với t = 1 , ta có : 2,0747 + 0,06991 = 2,1446 Vậy điện năng năm 2000 , tính theo mô hình dự báo là : (2,1446) = 139,51 (GWh) á Năm 2003 : Ta có : Trong đó : : là điện năng quan sát năm 2002 , và bằng 139 GWh Nên : = 139 = 2,14 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 21,934 – 1,725 = 2,1439 = Hàm dự báo có dạng : = 2,14 + 0,0698t Với t = 1 , ta có : 2,14 + 0,06981 = 2,213 Vậy điện năng năm 2003 , tính theo mô hình dự báo sẽ là : (2,213) = 163,57 (GWh) Qua kết quả tính toán ta có bảng thống kê hiệu chỉnh điện năng quan sát đến năm 2003 (GWh) Bảng 8 Năm Điện năng tính toán (GWh) Điện năng quan sát (GWh) Độ chênh lệch ei(GWh) 1998 1,586 1,377 1,795 0,0697 73,23 72 -1,23 1999 1,6583 1,4477 1,8693 0,0703 87,02 84 -3,03 2000 1,7248 1,5167 1,9329 0,0694 100,53 99 -1,53 2001 1,7925 1,5857 1,9994 0,0689 117,04 121 3,96 2002 1,8651 1,6555 2,0747 0,0699 139,51 139 -0,51 2003 1,9346 1,7253 2,1439 0,0698 163,57 160 -3,57 Căn cứ vào số liệu ở bảng thống kê và quá trình tính toán ta thấy mô hình dự báo trên cho sai số không quá 5% so với thực tế . Do đó ta có thể sử dụng phương pháp này để dự báo tình hình tiêu thụ điện năng cho tương lai . Tính toán tương tự như trên cho các tiếp theo trong đó thay bằng các gia 1trị dự báo của năm trước đó . Ta lần lượt tính được điện năng dự báo từ năm 2004 đến năm 2010 bằng phương pháp san bằng hàm mũ . + Năm 2004 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán được năm 2003, và bằng 163,57 Mà : = Vậy : Và : = 1,72 = 1,79 Thông số ước lượng : =22,004 -1,79 = 2,2137 = Hàm dự báo về sản lượng công nghiệp có dạng : = Thay t = 1 , ta có : Vậy điện năng năm 2004 , theo mô hình dự báo là : (GWh) + Năm 2005 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán được năm 2004 , và bằng (GWh) Mà : = Vậy : Và : = 1,795 = 1,864 Thông số ước lượng : =22,072 -1,86 = 2,2835 = Hàm dự báo về sản lượng công nghiệp có dạng: = Thay t = 1 , ta có : Vậy sản lượng công nghiệp năm 2003 , theo mô hìnhdự báo là : (GWh) + Năm 2006 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán được năm 2005 , tức là bằng 225,58 GWh Nên : = 225,58 = 2,35 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 22,14 – 1,935 = 2,35 = Hàm dự báo có dạng := 2,35 + 0,0698t Thay t = 1 , ta có : 2,35 + 0,06981 = 2,423 Vậy : (2,4929) = 311,08(GWh) á Năm 2007 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán năm 2006, bằng 264,91 GWh Nên : = 264,91 = 2,423 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 22,49 – 2,2 = 2,78 = Hàm dự báo có dạng : = 2,78 + 0,072t Thay t = 1 , ta có : 2,78 + 0,0721 = 2,852 Vậy : (2,4929) = 311,08 (GWh) á Năm 2008 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán năm 2007 , và bằng 311,08 GWh Mà : = 311,08 = 2,4929 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 22,562 – 2,272 = 2,852 = Hàm dự báo cho năm 2008 có dạng : = 2,852 + 0,072t Thay t = 1 , ta có : 2,852 + 0,0721 = 2,924 Vậy : (2,5627) = 365,34 (GWh) á Năm 2009 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán năm 2008 , và bằng 365,34 GWh Nên : = 365,34 = 2,56 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 22,634 – 2,344 = 2,924 = Hàm dự báo cho năm 2007 có dạng : = 2,924 + 0,072t Thay t = 1 , ta có : 2,924 + 0,0721 = 2,996 Vậy : (2,6325) = 429,01 (GWh) á Năm 2010 : Ta có : Trong đó : : là điện năng tính toán năm 2009 , và bằng 429,01 GWh Nên : = 429,01 = 2,632 Vậy : Và : = Thông số ước lượng : = 22,706 – 2,416 = 2,996 = Hàm dự báo cho năm 2010 có dạng : = 2,996 + 0,072t Thay t = 1 , ta có : 2,996 + 0,0721 = 3,068 Vậy : (2,7023) = 503,81 (GWh) d / Sai số dự báo : Để tính sai số dự báo của từng năm , trước hết ta tính sai số trung bình bình phương (độ lệch quân phương) của dự báo 7 năm quá khứ : Vậy : = = 41,6608 Trong đó a =0,25, = 6,4545. l =1¸ 7 -Năm 2004 , thay vào phương trình ta tính được = 4,0771 - Năm 2005 , thay vào phương trình ta tính được = 4,5283 - Năm 2006 , thay vào phương trình ta tính được = 4,987 - Năm 2007 , thay vào phương trình ta tính được = 5,4523 - Năm 2008 , thay vào phương trình ta tính được = 5,921 - Năm 2009 , thay vào phương trình ta tính được = 6,3946 - Năm 2010 , thay vào phương trình ta tính được = 6,8702 Với kết quả dự báo và sai số dự báo từng năm , ta xác định khoảng tin cây của giá trị dự báo , nghĩa là ta xác định được giới hạn trên và giới hạn dưới của kết quả dự báo cho từng năm và được ghi vào bảng sau : Năm Điện năng dự báo ê(GWh) Sai số dự báo(GWh) Khoảng tin cậy Giới hạn trên (GWh) Giới hạn dưới (GWh) 2004 192,09 4,0771 196,17 188,01 2005 225,58 4,5283 230,11 221,05 2006 264,91 4,9874 269,89 259,92 2007 311,34 5,4523 316,53 305,63 2008 365,34 5,9217 371,25 359,42 2009 429,01 6,3946 435,36 422,62 2010 503,81 6,8702 510,68 496,94 CHƯƠNG III TÍNH TOÁN DỰ BÁO NHU CẦU ĐIỆN NĂNG TRÊN ĐỊA BÀN QUẬN 9 ĐẾN 2010. I . Mô hình dự báo điện năng tiêu thụ của quận 9 theo tổng sản lượng công nghiệp bằng phương pháp tương quan. Theo kết quả và tình hình sử dụng điện năng trên địa bàn quận 9 từ trước đến nay: từ: 1997 ¸ 2003 và sản lượng công nghiệp của những năm tương ứng, ta có bảng số liệu thống kê sau: (bảng 1-1) Năm T ĐN (Gwh) tiêu thụ yi Tốc độ tăng (%) s.lượng CN (tỷ đồng) Tốc độ tăng (%) 1997 1 132 349 1998 2 148 12,12 395 13,18 1999 3 171 15,54 462 16