劉 晗，王 欣

（湖南科技大學(xué) 地理信息系統(tǒng)系，湖南 湘潭 411201）

長(zhǎng)株潭三市溫度變化對(duì)居民生活用電量的影響

劉 晗，王 欣

（湖南科技大學(xué) 地理信息系統(tǒng)系，湖南 湘潭 411201）

基于1984a-2008a長(zhǎng)沙、株洲、湘潭三個(gè)氣象站25年的逐日溫度資料和長(zhǎng)株潭三市城市居民生活用電量數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)法，分析長(zhǎng)株潭溫度變化對(duì)本區(qū)居民生活用電量的影響.結(jié)果表明：(1)格蘭杰因果性分析揭示了氣溫變化與電力需求之間存在著一定的因果聯(lián)系，且用電量對(duì)氣溫的格蘭杰因果性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于氣溫對(duì)用電量的格蘭杰因果性；(2)通過(guò)協(xié)整方法也證實(shí)了氣溫變化與電力需求之間存在真實(shí)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并建立了一個(gè)長(zhǎng)期電力預(yù)測(cè)模型，以揭示兩變量?jī)?nèi)在的一種協(xié)同變動(dòng)關(guān)系；(3)長(zhǎng)株潭三市夏半年平均氣溫升高1℃，其對(duì)應(yīng)的降溫耗能增加約3%.

長(zhǎng)株潭地區(qū)；氣溫；格蘭杰因果檢驗(yàn)法

氣候變化和能源消費(fèi)都是公眾關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題.而關(guān)于兩者的研究，國(guó)內(nèi)研究較多的是把能源消費(fèi)作為一個(gè)重要因子，分析其對(duì)氣候變化的影響，比如在能源消耗結(jié)構(gòu)和能源消耗量的定量分析法的基礎(chǔ)上，以溫室氣體排放量作為重要的測(cè)度指標(biāo)，分析其對(duì)氣候變化的影響上[1-3].袁順全[4]等通過(guò)比較研究中美能源消費(fèi)與氣候變化的關(guān)系，指出中國(guó)的能源消費(fèi)變化正處于由氣象災(zāi)害驅(qū)動(dòng)型向溫度驅(qū)動(dòng)型的過(guò)渡時(shí)期；陳峪[5]等以北方地區(qū)采暖情況為例，研究了氣候變化對(duì)能源需求的影響，指出在各行業(yè)能源需求中，居民生活耗能對(duì)氣候的變化反應(yīng)最為靈敏；張海東[6]等系統(tǒng)地研究了氣候變化對(duì)我國(guó)取暖和降溫耗能的影響，并對(duì)主動(dòng)取暖和降溫的時(shí)段進(jìn)行優(yōu)化研究；邵遠(yuǎn)坤[7]等研究了在2000-2001年內(nèi)成都市氣溫變化與電力負(fù)荷有很好的相關(guān)關(guān)系.不同地區(qū)的人由于居住的環(huán)境、生活習(xí)慣等的不同會(huì)導(dǎo)致其對(duì)熱舒適感的敏感程度產(chǎn)生差異，因此，加強(qiáng)小尺度區(qū)域氣候變化與能源消耗關(guān)系的研究，是認(rèn)識(shí)大尺度區(qū)域上氣候變化與能源消耗關(guān)系的基礎(chǔ)，對(duì)區(qū)域生產(chǎn)和生活具有指導(dǎo)意義.

本文基于1984-2008年長(zhǎng)株潭三個(gè)氣象站25年的逐日氣溫?cái)?shù)據(jù)和城市居民生活用電量資料，分析長(zhǎng)株潭溫度變化與本區(qū)居民生活用電量的關(guān)系，對(duì)于長(zhǎng)株潭城市群“兩型社會(huì)”建設(shè)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義.

1 資料與方法

本文所用氣象資料為長(zhǎng)沙、株洲、湘潭3個(gè)氣象站的1984-2008年逐日氣溫?cái)?shù)據(jù)，城市居民生活用電量數(shù)據(jù)則來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》.

格蘭杰因果性檢驗(yàn)法.可以推斷兩個(gè)時(shí)序變量之間的因果關(guān)系，通過(guò)分析一個(gè)變量X是否能夠預(yù)測(cè)另一個(gè)變量Y，則可以判斷變量X是否是導(dǎo)致Y的原因.

其具體操作是：首先在無(wú)約束條件下求出模型的殘差平方和SSE1;然后，再在約束條件bj=0(j=1,…,n)的條件下求出模型

的殘差平方和SSE2.由于在假設(shè)H0:bj=0(j=1,…,n)成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量

服從F(n,T-m-n-1)分布.因此，可利用統(tǒng)計(jì)量F對(duì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn).

殘差分析法.可檢驗(yàn)長(zhǎng)期協(xié)整方程是否成立，即兩組變量之間是否真實(shí)存在著一種長(zhǎng)期的協(xié)同變動(dòng)關(guān)系.殘差檢驗(yàn)是指對(duì)長(zhǎng)期回歸方程得到的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差在經(jīng)過(guò)一次差分之后成為一個(gè)平穩(wěn)序列，則認(rèn)為該長(zhǎng)期方程所體現(xiàn)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系是真實(shí)存在的.

2 長(zhǎng)株潭溫度與電力需求的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

2.1 分析數(shù)據(jù)

年平均溫度 本文分析了長(zhǎng)株潭三市1984-2007年的年平均溫度變化情況(圖1).平均氣溫為17.75℃，最大值為19.2℃，最小值為16.7℃，偏度為0.587，峰度為2.645，且JB=1.41對(duì)應(yīng)的概率為0.494，通過(guò)0.05的顯著性水平檢驗(yàn)，所以該序列服從正態(tài)分布.

圖1 溫度變化頻率分布圖

年電力總消費(fèi)量 據(jù)長(zhǎng)株湘潭1984-2007年的年電力消費(fèi)總量的數(shù)據(jù)分布圖(圖2)，可得出年電力消費(fèi)總量也是呈現(xiàn)逐年上升并加強(qiáng)的趨勢(shì)，其中，峰度為3，且JB=4.6對(duì)應(yīng)的概率為0.0999，大于0.05，所以該變量也服從正態(tài)分布.

2.2 基本變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖2 電力消費(fèi)總量變化頻率分布圖

只有變量是平穩(wěn)性序列，才能對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果性檢驗(yàn)，所以分析的第一步就是先對(duì)主要變量進(jìn)行單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn).單位根檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)序列中是否存在單位根，如果存在則序列就是非平穩(wěn)時(shí)間序列，且存在單積成分，那么在估計(jì)過(guò)程之前需要對(duì)變量進(jìn)行差分.本文選取應(yīng)用比較廣泛的Augmented Dickey-Fuller檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).

經(jīng)過(guò)ADF檢驗(yàn)可知，在一階差分之后兩個(gè)變量在1%和5%的顯著水平下都小于ADF單位根檢驗(yàn)的臨界水平，這說(shuō)明兩個(gè)變量都能夠在一次差分之后成為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果如表1.

表1中長(zhǎng)株潭三市年平均氣溫與年用電量的零階差分ADF值都大于臨界值，說(shuō)明序列中含有單位根，沒(méi)有通過(guò)1%和5%的顯著性水平檢驗(yàn)，這2個(gè)變量是不平穩(wěn)的，而對(duì)其做一階差分后ADF值小于臨界值，通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明上述2個(gè)變量在一階差分后平穩(wěn)性都表現(xiàn)良好，可以進(jìn)行格蘭杰因果分析.

表1 長(zhǎng)株潭三市平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.3 溫度與電力需求的格蘭杰因果分析

本文選取了年平均氣溫與用電量?jī)蓚€(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果性檢驗(yàn).檢驗(yàn)采取了從1-7不同的滯后期數(shù)，目的是試圖揭示這兩個(gè)變量之間相互影響的時(shí)期特征.表2主要列出了前3期的檢驗(yàn)數(shù)據(jù).

F統(tǒng)計(jì)量的臨界值是否大于F分布的標(biāo)準(zhǔn)值，若臨界值概率小于0.05，則零假設(shè)(X不是Y的格蘭杰原因)不成立，即X能導(dǎo)致.因果關(guān)系的檢驗(yàn)還取決于檢驗(yàn)的數(shù)列是否協(xié)整，若一對(duì)序列保持協(xié)整，則兩者之間必然存在因果關(guān)系，以保持這種必要的動(dòng)態(tài)均衡.

表2 格蘭杰因果性檢驗(yàn)

從上述分析結(jié)果可見(jiàn)，在滯后期內(nèi)，用電量與氣溫都不互為格蘭杰原因，但可以看到用電量對(duì)氣溫的格蘭杰因果性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于氣溫對(duì)用電量的格蘭杰因果性.此外，在滯后期超過(guò)7后，用電量對(duì)氣溫的影響并不顯著.

2.4 溫度與電力需求的長(zhǎng)期預(yù)測(cè)模型

為了進(jìn)一步揭示這兩組變量之間在數(shù)量上的相關(guān)性，根據(jù)最小二乘法(LS)回歸分析建立年平均溫度與用電量之間的長(zhǎng)期預(yù)測(cè)模型，如：

其中，t是年平均溫度，p(-1)是用電量滯后一期變量，各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)都達(dá)到模型設(shè)定的要求，R2為0.89，即方程4對(duì)數(shù)據(jù)的擬合度大于89%，模型擬合效果良好.

綜上所述，該長(zhǎng)期協(xié)整方程是真實(shí)有效的，而非虛假回歸，所以在揭示氣溫與電力需求之間的緊密聯(lián)系上，可以借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)上的一些方法來(lái)分析.在利用上述長(zhǎng)期協(xié)整方程來(lái)進(jìn)行電力預(yù)測(cè)時(shí)，電力部門(mén)可以根據(jù)氣象部門(mén)對(duì)未來(lái)氣溫預(yù)報(bào)來(lái)推算長(zhǎng)株潭三市用電量的變動(dòng)情況，預(yù)測(cè)精度可以達(dá)到89%以上.

3 結(jié)論

根據(jù)以上分析，可以得出如下結(jié)論：

(1)格蘭杰因果性分析揭示了氣溫變化與電力需求之間存在著一定的因果聯(lián)系，且用電量對(duì)氣溫的格蘭杰因果性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于氣溫對(duì)用電量的格蘭杰因果性；

(2)通過(guò)協(xié)整方法也證實(shí)了氣溫變化與電力需求之間存在真實(shí)的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并建立了一個(gè)長(zhǎng)期電力預(yù)測(cè)模型，以揭示兩變量?jī)?nèi)在的一種協(xié)同變動(dòng)關(guān)系.

(3)長(zhǎng)株潭三市夏半年平均氣溫升高1℃，其對(duì)應(yīng)的降溫耗能增加約3%.

〔1〕袁順全,趙秉棟,千杯遂,等.能源消費(fèi)變化及其與經(jīng)濟(jì)和氣候的關(guān)系研究[D].河南大學(xué),2002.

〔2〕殷永元,王桂新.全球氣候變化評(píng)估及其應(yīng)用[M].北京:高等教育出版社,2004.

〔3〕張立祥.城市供電量與氣象條件的關(guān)系[J].氣象,2000,26(7).

〔4〕袁順全,千杯遂.能源消費(fèi)與氣候關(guān)系的中美比較研究[J].地理科學(xué),2003（5）:629-634.

〔5〕陳峪,黃朝迎.氣候變化對(duì)能源需求的影響[J].地理學(xué)報(bào),2000,55(增刊):11-19.

〔6〕張海東,孫照渤.氣候變化對(duì)我國(guó)取暖和降溫耗能的影響及優(yōu)化研究[D].南京信息工程大學(xué),2007.

〔7〕邵遠(yuǎn)坤,晉冀蜀,游泳.成都市氣象要素對(duì)電力負(fù)荷的影響關(guān)系研究[J].四川氣象,2003（4）:56-58.

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1673-260X（2012）02-0056-02