刘 晗，王 欣

（湖南科技大学 地理信息系统系，湖南 湘潭 411201）

长株潭三市温度变化对居民生活用电量的影响

刘 晗，王 欣

（湖南科技大学 地理信息系统系，湖南 湘潭 411201）

基于1984a-2008a长沙、株洲、湘潭三个气象站25年的逐日温度资料和长株潭三市城市居民生活用电量数据，利用格兰杰因果检验法，分析长株潭温度变化对本区居民生活用电量的影响.结果表明：(1)格兰杰因果性分析揭示了气温变化与电力需求之间存在着一定的因果联系，且用电量对气温的格兰杰因果性远远高于气温对用电量的格兰杰因果性；(2)通过协整方法也证实了气温变化与电力需求之间存在真实的长期协整关系，并建立了一个长期电力预测模型，以揭示两变量内在的一种协同变动关系；(3)长株潭三市夏半年平均气温升高1℃，其对应的降温耗能增加约3%.

长株潭地区；气温；格兰杰因果检验法

气候变化和能源消费都是公众关注的热点问题.而关于两者的研究，国内研究较多的是把能源消费作为一个重要因子，分析其对气候变化的影响，比如在能源消耗结构和能源消耗量的定量分析法的基础上，以温室气体排放量作为重要的测度指标，分析其对气候变化的影响上[1-3].袁顺全[4]等通过比较研究中美能源消费与气候变化的关系，指出中国的能源消费变化正处于由气象灾害驱动型向温度驱动型的过渡时期；陈峪[5]等以北方地区采暖情况为例，研究了气候变化对能源需求的影响，指出在各行业能源需求中，居民生活耗能对气候的变化反应最为灵敏；张海东[6]等系统地研究了气候变化对我国取暖和降温耗能的影响，并对主动取暖和降温的时段进行优化研究；邵远坤[7]等研究了在2000-2001年内成都市气温变化与电力负荷有很好的相关关系.不同地区的人由于居住的环境、生活习惯等的不同会导致其对热舒适感的敏感程度产生差异，因此，加强小尺度区域气候变化与能源消耗关系的研究，是认识大尺度区域上气候变化与能源消耗关系的基础，对区域生产和生活具有指导意义.

本文基于1984-2008年长株潭三个气象站25年的逐日气温数据和城市居民生活用电量资料，分析长株潭温度变化与本区居民生活用电量的关系，对于长株潭城市群“两型社会”建设具有重要的现实意义.

1 资料与方法

本文所用气象资料为长沙、株洲、湘潭3个气象站的1984-2008年逐日气温数据，城市居民生活用电量数据则来自《中国城市统计年鉴》.

格兰杰因果性检验法.可以推断两个时序变量之间的因果关系，通过分析一个变量X是否能够预测另一个变量Y，则可以判断变量X是否是导致Y的原因.

其具体操作是：首先在无约束条件下求出模型的残差平方和SSE1;然后，再在约束条件bj=0(j=1,…,n)的条件下求出模型

的残差平方和SSE2.由于在假设H0:bj=0(j=1,…,n)成立的条件下，统计量

服从F(n,T-m-n-1)分布.因此，可利用统计量F对假设进行检验.

残差分析法.可检验长期协整方程是否成立，即两组变量之间是否真实存在着一种长期的协同变动关系.残差检验是指对长期回归方程得到的残差进行平稳性检验，如果残差在经过一次差分之后成为一个平稳序列，则认为该长期方程所体现的长期协整关系是真实存在的.

2 长株潭温度与电力需求的计量经济学分析

2.1 分析数据

年平均温度 本文分析了长株潭三市1984-2007年的年平均温度变化情况(图1).平均气温为17.75℃，最大值为19.2℃，最小值为16.7℃，偏度为0.587，峰度为2.645，且JB=1.41对应的概率为0.494，通过0.05的显著性水平检验，所以该序列服从正态分布.

图1 温度变化频率分布图

年电力总消费量 据长株湘潭1984-2007年的年电力消费总量的数据分布图(图2)，可得出年电力消费总量也是呈现逐年上升并加强的趋势，其中，峰度为3，且JB=4.6对应的概率为0.0999，大于0.05，所以该变量也服从正态分布.

2.2 基本变量的平稳性检验

图2 电力消费总量变化频率分布图

只有变量是平稳性序列，才能对变量进行格兰杰因果性检验，所以分析的第一步就是先对主要变量进行单位根的平稳性检验.单位根检验主要是检验序列中是否存在单位根，如果存在则序列就是非平稳时间序列，且存在单积成分，那么在估计过程之前需要对变量进行差分.本文选取应用比较广泛的Augmented Dickey-Fuller检验对变量进行平稳性检验.

经过ADF检验可知，在一阶差分之后两个变量在1%和5%的显著水平下都小于ADF单位根检验的临界水平，这说明两个变量都能够在一次差分之后成为平稳序列，检验结果如表1.

表1中长株潭三市年平均气温与年用电量的零阶差分ADF值都大于临界值，说明序列中含有单位根，没有通过1%和5%的显著性水平检验，这2个变量是不平稳的，而对其做一阶差分后ADF值小于临界值，通过显著性水平检验，说明上述2个变量在一阶差分后平稳性都表现良好，可以进行格兰杰因果分析.

表1 长株潭三市平稳性检验

2.3 温度与电力需求的格兰杰因果分析

本文选取了年平均气温与用电量两个变量进行格兰杰因果性检验.检验采取了从1-7不同的滞后期数，目的是试图揭示这两个变量之间相互影响的时期特征.表2主要列出了前3期的检验数据.

F统计量的临界值是否大于F分布的标准值，若临界值概率小于0.05，则零假设(X不是Y的格兰杰原因)不成立，即X能导致.因果关系的检验还取决于检验的数列是否协整，若一对序列保持协整，则两者之间必然存在因果关系，以保持这种必要的动态均衡.

表2 格兰杰因果性检验

从上述分析结果可见，在滞后期内，用电量与气温都不互为格兰杰原因，但可以看到用电量对气温的格兰杰因果性远远高于气温对用电量的格兰杰因果性.此外，在滞后期超过7后，用电量对气温的影响并不显著.

2.4 温度与电力需求的长期预测模型

为了进一步揭示这两组变量之间在数量上的相关性，根据最小二乘法(LS)回归分析建立年平均温度与用电量之间的长期预测模型，如：

其中，t是年平均温度，p(-1)是用电量滞后一期变量，各项统计量指标都达到模型设定的要求，R2为0.89，即方程4对数据的拟合度大于89%，模型拟合效果良好.

综上所述，该长期协整方程是真实有效的，而非虚假回归，所以在揭示气温与电力需求之间的紧密联系上，可以借助计量经济学上的一些方法来分析.在利用上述长期协整方程来进行电力预测时，电力部门可以根据气象部门对未来气温预报来推算长株潭三市用电量的变动情况，预测精度可以达到89%以上.

3 结论

根据以上分析，可以得出如下结论：

(1)格兰杰因果性分析揭示了气温变化与电力需求之间存在着一定的因果联系，且用电量对气温的格兰杰因果性远远高于气温对用电量的格兰杰因果性；

(2)通过协整方法也证实了气温变化与电力需求之间存在真实的长期协整关系，并建立了一个长期电力预测模型，以揭示两变量内在的一种协同变动关系.

(3)长株潭三市夏半年平均气温升高1℃，其对应的降温耗能增加约3%.

〔1〕袁顺全,赵秉栋,千杯遂,等.能源消费变化及其与经济和气候的关系研究[D].河南大学,2002.

〔2〕殷永元,王桂新.全球气候变化评估及其应用[M].北京:高等教育出版社,2004.

〔3〕张立祥.城市供电量与气象条件的关系[J].气象,2000,26(7).

〔4〕袁顺全,千杯遂.能源消费与气候关系的中美比较研究[J].地理科学,2003（5）:629-634.

〔5〕陈峪,黄朝迎.气候变化对能源需求的影响[J].地理学报,2000,55(增刊):11-19.

〔6〕张海东,孙照渤.气候变化对我国取暖和降温耗能的影响及优化研究[D].南京信息工程大学,2007.

〔7〕邵远坤,晋冀蜀,游泳.成都市气象要素对电力负荷的影响关系研究[J].四川气象,2003（4）:56-58.

F468.0+21

A

1673-260X（2012）02-0056-02