[DS.8] Metodologia per la valutazione probabilistica della–
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Rev. 02
Dispacciamento
PRESCRIZIONI TECNICHE Pagina:
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03-06-2002
E. FIORINO F. MARTIRE M.E. MANDOZZI C. SABELLI Rev. 02
Data Redatto Collaborazioni Verificato Approvato
Filename: [DS.8] Metodologia per la valutazione probabilistica della riserva vitale
Metodologia per la valutazione probabilistica della riserva vitale
Utilizzata nell’ambito della
PROCEDURA TECNICA DI VALUTAZIONE DI COMPATIBILITA’ CON LA SALVAGUARDIA DELLA SICUREZZA DI ESERCIZIO DEGLI
SCIOPERI RIGUARDANTI IMPIANTI DI PRODUZIONE
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INDICE
1. OBIETTIVO ...................................................................................................................3
2. INCERTEZZA DELLA PREVISIONE DI DISPONIBILITÀ DEL PARCO DI GENERAZIONE ............................................................................................................4
3. INCERTEZZA DELLA PREVISIONE DEL FABBISOGNO...........................................8
4. VALUTAZIONE DELLE INCERTEZZE COMPLESSIVE ..............................................9
5. LIVELLO DI PROBABILITÀ PER IL CALCOLO DELLA RISERVA MINIMA ............11
6. VALUTAZIONE DELLA RISERVA MINIMA IN ASSENZA DI VINCOLI DI TRASPORTO..............................................................................................................12
7. EFFETTO DELLA INTERCONNESSIONE E LIMITI DI TRASPORTO ......................13
8. APPLICAZIONE ALLA VERIFICA DI COMPATIBILITA' DEGLI SCIOPERI DEGLI IMPIANTI DI PRODUZIONE .......................................................................................19
9. APPENDICE 1 : VALUTAZIONE DELL’INCERTEZZA DI VALUTAZIONE DELLA POTENZA DISPONIBILE ...........................................................................................21
10. APPENDICE 2 : VALUTAZIONE DELL’INCERTEZZA DI PREVISIONE FABBISOGNO DI POTENZA......................................................................................28
11. APPENDICE 3 : VALUTAZIONE DELL’ENERGIA NON FORNITA ......................32
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1. OBIETTIVO
Il presente documento descrive la metodologia adottata per la verifica, con anticipo
dell'ordine di alcuni giorni, della presenza di un adeguato margine di riserva di potenza
nel parco di produzione, al fine di garantire la copertura del fabbisogno a fronte di
scostamenti del fabbisogno stesso dal valore previsto e di indisponibilità impreviste
delle unità di produzione. La riserva è ritenuta adeguata quando in ognuna delle Macro
Aree in cui è suddiviso il sistema elettrico (Nord, Centro-Nord, Centro, Sud, Sicilia e
Sardegna) le risorse di generazione disponibili permettono di soddisfare il fabbisogno,
valutato alla punta di carico giornaliera, con il prefissato livello di probabilità.
I passi logici seguiti nella determinazione del metodo proposto possono essere
schematizzati come segue:
1. Si è valutata l'incertezza legata alla previsione della potenza disponibile del parco di
produzione. Le valutazioni sono state condotte suddividendo il sistema elettrico
nazionale in Macro Aree. I risultati sono riassunti in Sezione 2..
2. Si è valutato l'incertezza di previsione del fabbisogno elettrico nell'orizzonte
temporale di interesse (alcuni giorni) per ognuna delle Macro Aree. I risultati sono
riassunti in Sezione 3.
3. La convoluzione delle incertezze legate alla disponibilità del parco di generazione
ed alla previsione del fabbisogno consente di determinare la distribuzione della
probabilità di soddisfare il fabbisogno con il parco di generazione disponibile per
l'intero sistema elettrico nazionale. Le valutazioni relative sono presentate in
Sezione 4.
Si è quindi fissato il livello di probabilità a cui calcolare la riserva minima, esaminando
l'energia non fornita, in funzione di tale probabilità. Le valutazioni relative sono
presentate in Sezione 5.
Si è definito in che modo verificare la presenza del margine di riserva qualora i vincoli di
scambio di potenza tra le Macro Aree possano essere trascurati (Sezione 6).
Si è verificato in che modo le limitazioni ai transiti di potenza tra le Macro Aree
modifichino la probabilità di copertura del fabbisogno, sia per l'intero sistema elettrico
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nazionale che per ciascuna Macro Area. Le valutazioni relative sono presentate in
Sezione 7.
2. INCERTEZZA DELLA PREVISIONE DI DISPONIBILITÀ DEL PARCO DI GENERAZIONE
In questa Sezione sono presentate le valutazioni relative all’incertezza della previsione
di disponibilità di potenza del parco di generazione, con anticipo di alcuni giorni.
La potenza disponibile a consuntivo è soggetta a variazioni aleatorie rispetto a quella
programmata per una serie di motivi, quali:
• avarie delle unità di produzione e conseguenti fermate per manutenzioni non
programmate.
• rientri ritardati ("code") o anticipati dalle manutenzioni programmate.
• indisponibilità per cause esterne all’unità di produzione stessa, quali ad esempio
limitazioni di potenza / fermate per motivi ambientali.
• mancato avviamento delle unità di produzione che rientrano in esercizio da una
fermata.
Vista l'elevata affidabilità delle centrali idroelettriche, è possibile prendere in
considerazione nelle considerazioni che seguono solamente i gruppi termoelettrici.
Si considera inoltre che siano garantiti con certezza gli scambi di potenza con l’estero.
In linea di principio l'approccio teoricamente più completo sarebbe quello di simulare il
funzionamento del sistema elettrico lungo l'intero orizzonte temporale di interesse, dal
momento della previsione al giorno obiettivo della valutazione. Poiché il tasso di guasto
delle unità di produzione dipende dal loro stato di funzionamento, tale processo
dovrebbe simulare la logica adottata per lo unit committment ed il dispacciamento,
tenendo conto in particolare:
1. delle indisponibilità per cause di varia natura che sopravvengono nel parco di
generazione programmato;
2. delle unità di produzione avviate in sostituzione di quelle malfunzionanti,
considerando la possibilità che esse stesse vadano soggette ad avaria;
3. del rientro in servizio delle unità riparate.
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Tale processo di simulazione può essere preso in considerazione nella valutazione
della adeguatezza della riserva operativa per la programmazione giornaliera (per la
quale è legittimo trascurare i precedenti punti 2. e 3.), ma non è fattibile per orizzonti
temporali più lunghi. Inoltre tale processo sarebbe assai poco trasparente circa i risultati
forniti.
Viceversa l'incertezza complessiva con cui è possibile prevedere il parco di
generazione disponibile è stata valutata con un approccio di tipo "integrale", stimando lo
scostamento complessivo tra il parco termoelettrico che è stato effettivamente
disponibile e quello atteso con alcuni giorni di anticipo.
Nell'applicazione della procedura di valutazione della riserva, la disponibilità del parco
termoelettrico nel giorno obiettivo della valutazione è stimata come segue:
• si considerano non disponibili le unità in manutenzione, o comunque soggette ad
indisponibilità di lungo periodo;
• si considerano non disponibili, eventualmente in modo parziale, le unità di
produzione soggette ad indisponibilità per cause esterne all'unità, quali le cause
ambientali prevedibili (ad esempio ATS), le indisponibilità per manutenzioni della
rete o gli scioperi, già valutati compatibili.
Per quanto riguarda i gruppi in avaria al momento della previsione, essi sono
considerati disponibili o meno in base alla previsione di rientro in servizio formulata dal
gruppo stesso.
E' importante puntualizzare che, visto l'orizzonte temporale considerato (alcuni giorni), è
possibile includere nel parco disponibile sia i gruppi termoelettrici in parallelo che quelli
in riserva fredda, dal momento che vi è tempo a sufficienza per mettere in esercizio
anche questi ultimi in caso di necessità.
Procedendo come dettagliato in Appendice 1, una metodologia simile è stata applicata
a posteriori alla serie storica delle indisponibilità a consuntivo per l'anno 2000. In tal
modo è stata generata la serie storica delle indisponibilità previste.
E' stata quindi valutata sia la media che la deviazione standard dello scostamento tra la
potenza disponibile prevista e quella a consuntivo, disaggregando i dati in base ai
giorni di decorrenza dalla data in cui è stata effettuata la previsione del parco
disponibile. Oltre che per l'intero sistema elettrico nazionale, sono state effettuate
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statistiche separate per ciascuna delle Macro Aree in cui si può suddividere il sistema
elettrico italiano e cioè:
• Nord (corrispondente alle Aree Territoriali di Torino, Milano, Venezia)
• Centro-Nord (corrispondente all’Area Territoriale di Firenze)
• Centro (corrispondente all’Area Territoriale di Roma)
• Sud (corrispondente all’Area Territoriale di Napoli)
• Sicilia (corrispondente all’Area Territoriale di Palermo)
• Sardegna (corrispondente all’Area Territoriale di Cagliari)
La tabella A1.6 dell'Appendice 1 riporta i valori medi e le deviazioni standard dell'errore
di previsione della potenza disponibile, calcolate per l'intero sistema elettrico nazionale
e per ciascuna Macro Area a diversi giorni di anticipo.
La distribuzione di probabilità dello scostamento tra potenza disponibile prevista ed
effettiva può essere convenientemente approssimata come una distribuzione
gaussiana, semplificando notevolmente le analisi successive.
Il parco di generazione disponibile è influenzato dalla possibilità che gruppi termici, di
cui è previsto il rientro in servizio, in realtà falliscano il parallelo. Tuttavia il campione di
dati utilizzato nelle valutazioni statistiche di cui sopra, non è rappresentativo di giornate
caratterizzate da un elevato numero di gruppi in riavviamento, cosicché l'effetto del
mancato parallelo non è rappresentato adeguatamente nel valori medio e nella
deviazione standard dell'errore di previsione della potenza disponibile precedentemente
determinati.
Tali costanti debbono pertanto essere ulteriormente corrette per tenere conto dei
mancati avviamenti, come descritto in Appendice 1. Tale correzione presuppone che la
distribuzione di probabilità dell’errore di previsione della potenza disponibile in presenza
di mancati avviamenti sia ancora normale.
Tutti i gruppi turbogas non appartenenti ad impianti combinati o ripotenziati, se
disponibili, sono considerati in avviamento assumendo che essi non siano in servizio
nelle ore di basso carico e che quindi debbano essere comunque posti in avviamento
prima dell'ora di punta del fabbisogno.
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Nell’implementazione della procedura si è inoltre assunto che la probabilità di mancato
avviamento sia la stessa per tutti i gruppi di una data tipologia in ognuna delle aree
territoriali del sistema elettrico italiano.
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3. INCERTEZZA DELLA PREVISIONE DEL FABBISOGNO
Il passo successivo nella determinazione della riserva consiste nel valutare l'incertezza
con cui è possibile prevedere il fabbisogno di potenza con un anticipo nell'arco
temporale di interesse.
La previsione di fabbisogno viene effettuata scegliendo uno o più periodi di riferimento il
più possibile omogenei con quello oggetto dell'indagine, confrontando nel loro
complesso, gli indici ritenuti piu' significativi: incrementi medi del periodo in corso e
dell'anno precedente, o comunque di quello scelto a riferimento; andamenti qualitativi di
più curve relativi a periodi ritenuti omogenei e quindi ragionevolmente confrontabili,
temperature e, in generale condizioni meteorologiche sufficientemente simili per l'entità
delle perturbazioni e dislocazione sul territorio; eventi socio-economici confrontabili -
quali ad esempio scioperi delle medesime categorie e negli stessi orari, o trasmissioni
televisive di rilevante interesse sportivo, di varietà o altro.
Dal confronto con i valori a consuntivo è possibile desumere l'incertezza di previsione;
poiché la riserva è di interesse al momento del picco della richiesta, il confronto può
essere ristretto al solo picco di fabbisogno.
La procedura di confronto è descritta in dettaglio in Appendice 2. Si è ottenuto il valore
medio e la deviazione standard dell'errore relativo di previsione per l’intero sistema
elettrico nazionale in funzione dei giorni di anticipo con cui è formulata la previsione
stessa. I corrispondenti valori per le Macro Aree sono desunti ripartendo l’errore medio
e la varianza in proporzione al fabbisogno dell’area j-ma rispetto al fabbisogno
nazionale.
Al solito (la stessa assunzione viene fatta ad esempio nella valutazione giornaliera della
riserva di esercizio), si ipotizza convenientemente che la distribuzione degli errori di
previsione sia gaussiana, semplificando così tutte le analisi successive.
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4. VALUTAZIONE DELLE INCERTEZZE COMPLESSIVE Allo scopo di stabilire la quantità di riserva da mantenere, è necessario valutare la
distribuzione della probabilità di ottenere un dato deficit di potenza, per la presenza di
errori di previsione del fabbisogno e/o della disponibilità del parco di generazione.
Poiché tali errori sono eventi indipendenti, la probabilità del deficit conseguente è in
generale esprimibile come la convoluzione delle loro distribuzioni di probabilità. Tuttavia
ambedue le distribuzioni di errore di previsione sono gaussiane e quindi la loro
convoluzione è essa stessa una gaussiana.
Si ottiene pertanto che la distribuzione di probabilità p(Q-F) di osservare un dato
surplus/deficit tra i valori previsti per la potenza di generazione disponibile totale Q
(termica+idrica+produzione da terzi+scambi con l'estero) ed il fabbisogno F è una
distribuzione gaussiana:
R1a) ( )
p Q FQ F
j j jk j
j j k j
k j
0
2
2
12 2
( ) exp− =⋅
⋅ −− −
⋅
π σ
µ
σ
il cui valore medio e la cui deviazione standard sono rispettivamente:
R1b) µ kj kjp
kjp
kjQ
kjFQ F d d= − + −
R1c) σ σ σkj kjQ
kjF= +
2 2
in cui:
• Qpkj : potenza di generazione disponibile totale prevista con k giorni di anticipo per
la j-ma Macro Area o per l'intero sistema elettrico nazionale;
• Fpkj : fabbisogno previsto con k giorni di anticipo per la j-ma Macro Area o per
l'intero sistema elettrico nazionale;
• dkjQ : errore medio di previsione della potenza disponibile con k giorni di anticipo per
la j-ma Macro Area o per l'intero sistema elettrico nazionale, determinato come
descritto in Appendice 1;
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• σkj
Q : deviazione standard dell'errore di previsione della potenza disponibile con k
giorni di anticipo per la j-ma Macro Area o per l'intero sistema elettrico nazionale,
determinato come descritto in Appendice 1;
• dkjF : errore medio di previsione del fabbisogno con k giorni di anticipo per la j-ma
Macro Area o per l'intero sistema elettrico nazionale, determinato come descritto in
Appendice 2;
• σkjF : deviazione standard dell'errore di previsione del fabbisogno con k giorni di
anticipo per la j-ma Macro Area o per l'intero sistema elettrico nazionale,
determinato come descritto in Appendice 2.
La differenza Qkj - Fkj non è altro che la riserva a programma per il k-mo giorno nella j-
ma Macro Area.
Le costanti dkj e σkj , rispettivamente date da:
R2a) d d dk j kjF
kjQ= −
R2b) σ σ σkj kjQ
kjF= +
2 2
,
rappresentano l'errore medio e la deviazione standard della riserva a programma k
giorni prima nella j-ma Macro Area.
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5. LIVELLO DI PROBABILITÀ PER IL CALCOLO DELLA RISERVA MINIMA
Allo scopo di definire la probabilità con cui valutare la riserva minima accettabile, è
opportuno stabilire un legame tra la probabilità stessa ed un parametro di merito, che
misuri direttamente le prestazioni del sistema elettrico. Un opportuno parametro di
questo tipo è il valore atteso del fabbisogno di energia non ricoperto nel corso dell'anno.
D'altro canto il livello di probabilità con cui si effettua il calcolo della riserva minima con
alcuni giorni di anticipo, deve essere consistente con quello adottato per il calcolo della
riserva operativa nella programmazione giornaliera (95%).
La probabilità di coprire il fabbisogno α è stata pertanto definita con la seguente
procedura, i cui dettagli sono in Appendice 3:
Utilizzando il fabbisogno nazionale, si è stimato il valore atteso dell’energia non fornita
con una riserva pari a quella giornaliera ed il 95% di probabilità di coprire il fabbisogno.
Utilizzando il fabbisogno nazionale, si è valutata in funzione di α l’energia non fornita,
qualora la riserva sia quella calcolata con la presente metodologia a vari giorni di
anticipo.
Il livello di probabilità α per la riserva valutata con k giorni di anticipo è stato fissato
richiedendo che la corrispondente riserva minima consenta di ottenere in ogni caso la
stessa energia non fornita che corrisponde alla riserva giornaliera. I risultati sono
riportati nella successiva Tabella, in cui fα è il percentile di livello α per la distribuzione
gaussiana ad una coda.
Anticipo Previsione
α
fα
2 0 96 1 73-5 0.96 1.86-10 0.97 1.9
Tabella 5.1 Livello di Probabilità Richiesto per il calcolo della Riserva Minima
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6. VALUTAZIONE DELLA RISERVA MINIMA IN ASSENZA DI VINCOLI DI
TRASPORTO
Se non vi fossero vincoli di trasporto di potenza tra le Macro Aree ogni Macro Area
potrebbe accedere per coprire il proprio fabbisogno alla potenza disponibile ovunque
essa sia allocata, la riserva potrebbe essere stabilita per via analitica.
In assenza di vincoli di transito, la distribuzione di probabilità p(Q-F) di osservare un
dato surplus/ deficit è in ogni area data dalle equazioni R1)-R2), avendo posto:
∑
∑
=
=
jkjNazk
jkjNazk dd
2σσ
in cui la sommatoria è estesa a tutte le Macro Aree.
La riserva deve essere dimensionata in modo da rispettare la condizione che la
probabilità di avere un deficit di potenza sia inferiore ad un prefissato valore α. In base
alle proprietà della distribuzione gaussiana è allora possibile esprimere esplicitamente
la riserva minima R*k come segue:
R3) NazkNazkk fdR σα ⋅+=*
In assenza di vincoli di transito è possibile controllare, con k giorni di anticipo,
l'esistenza di una riserva adeguata, verificando che:
R4) *,, kNazkNazk RFQ +≥
in cui:
• Qk,Naz : potenza di generazione disponibile totale (termica + idrica + terzi + scambi
con l’estero) prevista con k giorni di anticipo per l'intero sistema elettrico nazionale;
• Fk,Naz : fabbisogno previsto con k giorni di anticipo per l'intero sistema elettrico
nazionale;
• R*k : riserva minima nazionale valutata con l'equazione R6) al livello di probabilità α,
come definito in Tabella 5.1.
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7. EFFETTO DELLA INTERCONNESSIONE E LIMITI DI TRASPORTO
Nella verifica della riserva minima nazionale con il metodo descritto nella
precedente Sezione si assume che ogni Macro Area possa accedere alla potenza
disponibile senza alcun vincolo e la verifica del margine di riserva può essere
condotta per via analitica utilizzando l'equazione R4).
Nel caso limite opposto in cui ogni Macro Area è isolata dalle altre, la verifica della
riserva potrebbe essere condotta similmente, pur di utilizzare gli opportuni
parametri dkj e σkj.
Nella situazione reale di Macro Aree interconnesse, la verifica della riserva deve
considerare la possibilità di mutuo soccorso, e cioè che ciascuna Macro Area ha a
disposizione per coprire il proprio fabbisogno non solo la produzione locale di
potenza, ma anche l'eccesso di potenza delle aree connesse, compatibilmente
con la presenza di eventuali vincoli di trasporto.
Ad esempio nel caso di due Macro Aree, di interesse concreto per il sistema
elettrico italiano, ciascuna di esse ha a propria disposizione un eccesso di potenza
Xj rispetto al fabbisogno pari a:
X Q F Xj j j j= − + δ .
{ }TFQFQTMinMaxX jjNazNazj −−−−= ;])(;[δ
in cui T è la massima potenza scambiabile tra le due Macro Aree.
L'assistenza δX che ogni Macro Area può ricevere dall'altra è pari all'eccesso di
potenza rispetto al fabbisogno di quest'ultima finche non viene saturata la capacità
di trasporto della rete. Nel caso una delle due aree abbia un deficit di potenza,
l'assistenza δX sarà positiva per l'area che importa e negativa per quella che
esporta. L'esportazione da un'area verso l'altra è vincolata anch'essa dalla
massima potenza scambiabile. D'altronde, come ovvio, se T = 0 l'assistenza
fornita da ogni Macro Area si annulla anch'essa.
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Più in generale la potenza disponibile ad ogni Macro Area, tenuto conto della
topologia radiale della connessione tra le Macro Aree stesse, può essere calcolata
con le espressioni presentate di seguito.
Siano:
X'k : la differenza tra la potenza disponibile localmente nella Macro Area k ed il
proprio fabbisogno.
Xk : la differenza tra potenza disponibile e fabbisogno della Macro Area k.
Tjk : la massima potenza che può essere esportata dalla Macro Area j a quella k,
in cui k e j possono essere:
N : Nord
F : Centro-Nord
R : Centro
S : Sud
Ca: Sardegna
Pa: Sicilia.
Definiamo altresì l'operatore M(Tjk;X) come:
M(Tjk;X) = -Tkj per X < -Tkj
M(Tjk;X) = X per -Tkj ≤ X < Tjk
M(Tjk;X) = Tjk per Tjk ≤ X
Si ha allora: R5a) XN = X'N + M TFN ; X'F + M ( TCaC ; X'Ca) + M[ TRF; X’R + M( TSR ; X'S + M ( TPaS ; X'Pa) ) ]
R5b) XF = X'F + M(TCaC ; X'Ca ) + M ( TNF ; X'N ) + M[ TRF; X’R + M( TSR ; X'S + M ( TPaS ; X'Pa) ) ]
R5c) XR = X'R + M [ TFR; M(TCaC ; X'Ca ) + M ( TNF ; X'N ) ] + M [ X'S + M ( TPaS ; X'Pa) ]
R5d) XS = X'S + M TRS ; X'R + M[ TFR ; X'F + M ( TNF ; X'N ) + M ( TCaC ; X'Ca )] + M ( TPaS ; X'Pa )
R5e) XCa = X'Ca + MTFCa ; X'F + M( TNF, X'N ) + M[TRF ; X'R + M( TSR ; X'S + M( TPaS ; X'Pa ) ) ]
R5f) XPa = X'Pa + M TSPa ; X'S + M[ TRS ; X'R + M( TFR ; X'F + M( TNF ; X'N ) + M( TCaC ; X'Ca ) ) ]
Le potenze scambiabili tra le aree del continente sono valutate con il criterio della
sicurezza N-1, cioè ipotizzando il fallimento della linea più critica.
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La Tabella 7.1 riporta le potenze scambiabili calcolate con tale criterio. Esse
andranno opportunamente ridotte qualora siano presenti elettrodotti fuori servizio,
ad esempio per manutenzione.
Per quanto riguarda Sicilia e Sardegna, esse sono connesse alla penisola tramite
cavi di collegamento, per i quali il criterio N-1 non può essere parimenti applicato,
a meno di non considerare isolate le due aree. Per la verifica della riserva si
prenderà invece in considerazione la piena capacità di trasporto delle
interconnessioni.
La Sardegna è connessa al continente tramite il cavo in corrente continua
Sardegna-Corsica-Italia (SA.CO.I.), su cui può transitare una potenza massima di
300 MW. La massima potenza netta scambiabile è però limitata a 220 MW, tenuto
conto delle perdite (30 MW) e del carico da alimentare in Corsica (50 MW). Inoltre
per motivi di sicurezza vanno evitate inversioni rapide della direzione di transito
della potenza, cosicché il cavo può operare soltanto in importazione oppure in
esportazione, secondo il programma di esercizio stabilito 1. Per quanto riguarda il
calcolo della riserva, si assumerà una potenza scambiabile pari alla potenza netta
trasferibile (220 MW).
La Sicilia è connessa al continente tramite il cavo che dalla stazione di Sorgente
afferisce alla stazione di Rizziconi, in Calabria, e da qui prosegue, via elettrodotto,
alla stazione di Scandale e quindi alla centrale di Rossano Calabro. La massima
potenza esportabile dalla Sicilia è limitata a 600 MW 2; tuttavia 350 MW debbono
essere impiegati per alimentare le stazioni di Rizziconi e Scandale 3 e non sono
disponibili per il resto della Macro Area Sud.
1 In sede di programmazione le importazioni di potenza in Sardegna sono limitate al di sotto di 150 MW, in modo che in caso di
scatto del SA.CO.I. vi sia sufficiente riserva sull'isola da compensare la potenza mancante.
2 Per garantire che i gruppi disponibili su teledistacco siano in grado di evitare problemi di sovrafrequenza in Sicilia, in caso di apertura del cavo.
3 In sede di programmazione, il transito dalla Sicilia viene mantenuto costantemente in grado di coprire il carico di Rizziconi e Scandale, per garantire la copertura del fabbisogno della Calabria meridionale in caso di apertura della linea Rossano-Scandale. In caso di scatto del cavo, la Sicilia è comunque in grado di sostenere il proprio fabbisogno (previo teledistacco di alcuni gruppi per evitare sovrafrequenze della rete), mentre la Calabria Meridionale viene alimentata dalla linea Rossano-Scandale.
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Per il calcolo della riserva probabilistica, le linee Rossano Calabro-Scandale e
Scandale-Rizziconi sono in servizio, è opportuno includere la Calabria Meridionale
nella Macro Area Sicilia, incrementando il fabbisogno di quest'ultima di 350 MW 4.
Macro Area può
fornire
può ricevere
da/a Macro Area Note
Nord
4800 MW 4800 MW Centro-Nord dal 1° Ottobre al 30 Giugno in assenza
manutenzione linee
4600MW 5 4600 MW dal 1° Luglio al 30 Settembre in assenza
manutenzione linee
Firenze 0 MW 220 MW Sardegna
SA.CO.I. operabile
Sardegna in esportazione
220 MW 0 MW Sardegna SA.CO.I. operabile
Sardegna in importazione
Firenze 1700 MW 2000 MW Roma in assenza manutenzione linee
Roma
2200 MW 2200 MW Napoli in assenza manutenzione linee
Napoli -350 MW 600 MW Sicilia
Linea Sorgente-Rizziconi-Scandale-
Rossano operabile
Tabella 7.1 Potenze scambiabili tra Macro Aree
per la verifica della riserva probabilistica
Se gli eccessi di potenza Xj sono valutati utilizzando gli eccessi di potenza locale
X'm previsti con k giorni di anticipo, le equazioni R10) divengono un insieme di
equazioni stocastiche in cui gli eccessi locali variano con una distribuzione di
probabilità data dalle equazioni R4) ed R7).
Le equazioni R10) in versione stocastica sono risolte con una procedura di
simulazione di tipo Montecarlo, i cui passi sono descritti di seguito:
1. Sono forniti come valori di ingresso i seguenti parametri:
4 Riducendo inoltre della stessa quantità il fabbisogno della Master Area Sud.
5 Il massimo transito ammesso Nord-CentroNord è diverso nei mesi estivi per la differente natura e distribuzione geografica del carico da alimentare.
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L'eccesso di potenza disponibile previsto k giorni prima in ogni Macro Area j
rispetto al proprio fabbisogno X'kj , dato da:
R6a) X'kj = Qkj - Fkj
Come ricordato, se la linea Rossano-Scandale e Scandale-Rizziconi sono
chiuse, è opportuno includere la Calabria Meridionale nella Macro Area Sicilia
e gli eccessi di potenza delle aree Sud e Sicilia sono modificati come:
R6b) X'kSud = QkSud - FkSud + 350 MW
R6c) X'kPa = QkPa - FkPa - 350 MW
Coerentemente la massima potenza esportabile verso la Macro Area Sud
dalla Macro Area Sicilia (TPaS) è modificata nella massima potenza esportabile
verso la Macro Area Sud dalla Macro Area Sicilia + Calabria Meridionale T'PaS
pari a TPaS-350.
Viceversa, la massima potenza che la Macro Area Sicilia può ricevere dalla
Macro Area Sud (TSPa) si trasforma nella massima potenza che la Macro
Area Sicilia + Calabria Meridionale può ricevere dalla Macro Area Sud T'SPa ,
pari a TSPa+350.
La potenza da gruppi termici tradizionali prevista in avviamento in ogni Macro
Area;
La massima potenza scambiabile tra le varie Macro Area.
2. Si assegna l'anticipo di previsione richiesto k e si determinano le opportune
costanti dkj e σkj per ogni Macro Area.
3. Inizio di un nuovo ciclo della procedura Montecarlo.
4. Per ogni Macro Area j viene calcolato: l'effettivo eccesso di potenza locale X'j
nel presente ciclo come segue:
Si estrae un numero casuale z con distribuzione gaussiana standard (valore
medio=0 e deviazione standard = 1).
X'j = X'kj + dkj + z*σkj
5. Per ogni Macro Area si determina l'eccesso di potenza "interconnesso" Xj con
l'opportuna equazione R5).
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6. Se Xj ≥ 0, la j-ma Macro Area ricopre il fabbisogno nel ciclo in corso. Per tutte
le Macro Aree j che ricoprono il fabbisogno si incrementa di 1 il numero dei
successi Nj.
7. Se in tutte le Macro Aree Xj ≥ 0, l'intero sistema elettrico nazionale ha
ricoperto il fabbisogno in questo ciclo. Si aumenta di 1 il numero dei successi
nazionali Nnaz.
8. Se il numero totale di cicli Montecarlo è quello desiderato N (dell'ordine di
10000) si va al punto 9., altrimenti si torna al punto 3.
9. Si calcola la probabilità di copertura del fabbisogno per ogni Macro Area e per
l'intero sistema elettrico nazionale come:
Pj = Nj/N
Pnaz = NNaz/N
Se la probabilità di copertura del fabbisogno per ogni Macro Area Pj è maggiore o
uguale del livello di probabilità desiderato per un anticipo di previsione di k giorni
(Tabella 7.1) la verifica della riserva minima con vincoli di trasporto ha avuto
successo. In caso contrario la riserva minima necessaria non è disponibile.
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8. APPLICAZIONE ALLA VERIFICA DI COMPATIBILITA' DEGLI SCIOPERI DEGLI IMPIANTI DI PRODUZIONE
La verifica della presenza di un adeguato margine di riserva di potenza nel parco di
produzione costituisce uno dei punti essenziali delle analisi condotte dal GRTN per la
verifica della compatibilità degli scioperi delle unità di produzione con la sicurezza del
sistema elettrico.
Per particolari configurazioni del sistema elettrico, può verificarsi che:
Il livello di probabilità di copertura del fabbisogno è inferiore al valore prefissato (cioè
che la riserva non è adeguata), anche con tutte le risorse di produzione disponibili
(incluse le unità per cui è richiesto lo sciopero).
L’indisponibilità aggiuntiva di alcuni gruppi (tra cui quelli per cui è richiesto lo
sciopero) non altera significativamente la probabilità di coprire il fabbisogno.
Tale situazione è dovuta ad una distribuzione della riserva sul territorio fortemente
disuniforme. In tali circostanze, un eccesso di disponibilità in una Macro Area non è
tale da garantire una probabilità sufficiente di coprire il fabbisogno a livello nazionale,
se la rete non è in grado di trasportare il surplus di potenza verso le Macro Aree
deficitarie. E’ altresì chiaro che è possibile mettere fuori servizio alcune risorse nella
Macro Area con eccesso di produzione senza alterare significativamente la
probabilità complessiva di coprire il fabbisogno.
La verifica della riserva minima per l'analisi di compatibilità degli scioperi sarà
pertanto così articolata:
Verifica della presenza del margine di riserva minima, considerando indisponibili le
unità di produzione per le quali è richiesto lo sciopero.
Qualora il margine di riserva sia adeguato lo sciopero è dichiarato compatibile con
la sicurezza del sistema elettrico, per quanto riguarda la verifica della riserva; la
procedura può quindi essere terminata, senza ulteriori passi. Qualora il margine di
riserva sia invece inadeguato, la procedura di verifica continua invece con il
successivo passo 2.
Verifica della presenza del margine di riserva minima, considerando in servizio anche
quelle unità di produzione per le quali è richiesto lo sciopero.
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Qualora la probabilità di coprire il fabbisogno valutata al passo 2 sia sostanzialmente
superiore [6] a quella valutata al passo 1, la disponibilità delle risorse di produzione
in oggetto è ritenuta critica per la sicurezza del sistema elettrico, cosicché lo sciopero
sarà dichiarato non compatibile.
6 La tolleranza di accettazione sulla differenza di probabilità è fissata a 0.005.
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9. APPENDICE 1: VALUTAZIONE DELL’INCERTEZZA DI VALUTAZIONE DELLA POTENZA DISPONIBILE
In questa Appendice sono esposti i risultati delle analisi statistiche effettuate per
stabilire l'incertezza con cui è possibile prevedere la potenza disponibile del parco
termoelettrico.
A tale scopo si è valutato lo scostamento complessivo tra:
• il parco termoelettrico che è stato effettivamente disponibile;
• la previsione attesa con alcuni giorni di anticipo.
I dati a consuntivo della potenza disponibile Q(t) dei gruppi termoelettrici possono
essere desunti dall'archivio che riporta la indisponibilità di potenza giornaliera per
ogni gruppo 7. In caso di indisponibilità, viene archiviata anche, se disponibile, la data
attesa di rientro dall'indisponibilità. La serie storica analizzata comprende un periodo
di un anno (anno 2000).
Il parco di generazione termoelettrico atteso è stato stimato con le seguenti
ipotesi, congruenti con quelle adottate nell'applicazione della procedura di
valutazione della riserva descritte in Sezione 2:
• Si assumono note le indisponibilità per manutenzioni programmate o
comunque di lungo periodo;
• Si assumono note le indisponibilità per manutenzioni brevi;
• Si assumono note le indisponibilità per cause esterne al gruppo, quali
indisponibilità per cause ambientali (ad esempio ATS), indisponibilità di rete o
scioperi.
• Si assume che i gruppi in avaria permangono in tale stato nel giorno obiettivo
della previsione, a meno che la data prevista di rientro del gruppo non sia
anteriore al giorno obiettivo stesso.
7 Le indisponibilità di potenza sono rilevate attualmente solo alle ore 9 del mattino. Si introduce una inevitabile approssimazione dal
momento che indisponibilità intervenute dopo tale ora non intervengono nelle statistiche effettuate.
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Applicando a posteriori tali ipotesi ai dati di indisponibilità a consuntivo, è stata
ricostruita la serie delle indisponibilità previste con differenti giorni di anticipo.
La Tabella A1.1 presenta i valori medi dkj0Q e le deviazioni standard σkj
0Q degli
scostamenti δQkj
( ) ( )jQjQQ previstaconsuntivokj −=δ
in funzione dell'anticipo di previsione k, sia per il parco nazionale che per quello
delle diverse Macro Aree j. NORD Centro
Nord Centro Sud Sicilia Sardegna Italia
Anticipo 2 MEDIA -191 -15 -52 -80 -27 -13 -378 Anticipo 2 DEVST 437 85 319 424 213 130 752 Anticipo 3 MEDIA -243 -20 -66 -108 -33 -16 -486 Anticipo 3 DEVST 524 90 326 469 219 144 880 Anticipo 4 MEDIA -287 -17 -71 -133 -32 -20 -561 Anticipo 4 DEVST 617 91 347 502 219 152 990 Anticipo 5 MEDIA -301 -17 -71 -150 -33 -25 -598 Anticipo 5 DEVST 624 93 346 519 228 157 1016 Anticipo 6 MEDIA -312 -16 -72 -168 -33 -29 -629 Anticipo 6 DEVST 636 93 370 513 233 164 1053 Anticipo 7 MEDIA -313 -16 -89 -186 -36 -32 -672 Anticipo 7 DEVST 635 92 369 505 239 166 1053 Anticipo 8 MEDIA -315 -16 -94 -193 -36 -33 -688 Anticipo 8 DEVST 654 92 369 497 245 168 1111 Anticipo 9 MEDIA -314 -14 -84 -195 -37 -35 -679 Anticipo 9 DEVST 653 90 376 500 250 169 1101 Anticipo 10 MEDIA -309 -15 -76 -196 -38 -36 -670 Anticipo 10 DEVST 656 91 382 514 250 175 1097
Tabella A1.1 : Medie e deviazioni standard degli scostamenti tra potenza disponibile a consuntivo e prevista
E' conveniente regolarizzare l'andamento della media e della deviazione standard
in funzione dell'anticipo di previsione d, così da mitigare l'effetto della limitatezza
del campione, rappresentando tali parametri come segue:
')(')(BdLnADevStBdLnAMedia
+⋅=+⋅=
I coefficienti delle precedenti regressioni, determinati con il metodo dei minimi
quadrati, sono riportati nella seguente tabella A1.2:
Parametro NORD Centro
Nord Centro Sud Sicilia Sardegna Italia
Media-Pendenza -99 -2 -20 -74 -9 -13 -217
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Media - Intercetta -118 -12 -41 -33 -19 -5 -228 Media -Coefficiente di Correlazione -0.95 -0.48 -0.91 -0.99 -0.94 -0.98 -0.98 Deviazione Standard-Pendenza 147 8 39 75 30 30 232 Deviazione Standard - Intercetta 354 77 291 364 182 108 615 Deviazione Standard - Coefficiente di Correlazione
0.96 0.83 0.98 0.89 0.98 0.99 0.98
Tabella A1.2: Coefficienti delle Regressioni Della media e deviazione standard
E’ conveniente per la trattazione analitica assimilare la distribuzione degli
scostamenti δQkj ad una distribuzione gaussiana. Allo scopo di controllare
l’adeguatezza dell’approssimazione, la successiva tabella mostra la curtosi della
distribuzione degli scostamenti. Se la curtosi è nulla la distribuzione coincide con
la distribuzione gaussiana; una curtosi positiva è indica una distribuzione “più
appuntita” e concentrata verso il massimo della gaussiana; una curtosi negativa
indica invece una distribuzione relativa piatta.
Anticipo NORD Centro Nord Centro Sud Sicilia Sardegna Italia
2 3.06 13.03 3.4 0.63 1.69 1.61 0.66
3 4.15 10.22 3.44 0.54 1.2 0.93 1.15
4 8.54 8.92 3.74 0.47 1.19 0.86 2.97
5 7.85 8.47 3.4 0.31 0.51 0.36 2.27
6 6.5 8.53 1.93 0.11 0.82 0.12 1.36
7 6.99 8.55 1.86 0.16 0.84 0.19 1.17
8 6.65 8.64 1.42 0.26 0.92 0.17 1.06
9 6.73 8.96 1.65 0.38 0.8 0.14 1.08
10 6.3 8.41 1.66 0.36 0.91 0.01 1.58
Tabella A1.3 : Curtosi della distribuzione degli scostamenti tra potenza disponibile a consuntivo e prevista
In generale le curtosi sono tutte positive indicando un allontanamento dalla
distribuzione gaussiana. In particolare le code della distribuzione di probabilità
sono in generale più alte di quelle della distribuzione normale: dunque si
osservano più frequentemente scostamenti elevati tra previsione e consuntivo di
quanto ci si attenderebbe se i dati fossero distribuiti secondo una gaussiana.
In quest’ultimo caso, con probabilità α, il decremento della potenza disponibile
rispetto a quella prevista non sarebbe in valore assoluto superiore a:
∆Qkj (α) = |dkj0Q - fα·σkj
0Q | A1.1)
in cui:
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∆Qk (α): massima riduzione di potenza disponibile dopo k giorni;
fα : percentile al livello α della distribuzione gaussiana a coda singola (ad esempio
al 95% di probabilità fα = 1.645).
La successiva tabella A1.4 mostra il confronto tra il decremento della potenza
disponibile rispetto a quella prevista calcolato, al livello α=95% , per la
distribuzione gaussiana (indicato in tabella con “95%GAUS”) e per quelle
effettivamente osservate (“95%ORD”).
Allo scopo di mitigare l'effetto della limitatezza del campione, queste ultime sono
state regolarizzate in funzione dell'anticipo di previsione d, così come
precedentemente descritto per la media e la deviazione standard.
NORD FI RM NA PA CA IT
Anticipo 2 95%GAUS 930 140 570 760 350 220 1650
Anticipo 2 95%ORD 950 150 670 830 380 260 1790
Anticipo 3 95%GAUS 1070 150 610 840 380 250 1890
Anticipo 3 95%ORD 1050 160 700 930 400 270 2090
Anticipo 4 95%GAUS 1170 150 630 900 390 260 2060
Anticipo 4 95%ORD 1120 170 720 1000 420 280 2300
Anticipo 5 95%GAUS 1240 160 650 940 410 280 2200
Anticipo 5 95%ORD 1170 170 730 1060 430 290 2460
Anticipo 6 95%GAUS 1310 160 670 980 420 290 2300
Anticipo 6 95%ORD 1210 180 740 1100 440 300 2600
Anticipo 7 95%GAUS 1360 160 680 1010 430 300 2400
Anticipo 7 95%ORD 1250 180 750 1140 450 300 2710
Anticipo 8 95%GAUS 1400 160 690 1040 430 310 2480
Anticipo 8 95%ORD 1280 180 760 1170 460 310 2810
Anticipo 9 95%GAUS 1440 170 700 1060 440 310 2550
Anticipo 9 95%ORD 1310 190 770 1200 470 310 2900
Anticipo 10 95%GAUS 1480 170 710 1080 450 320 2610
Anticipo 10 95%ORD 1330 190 770 1230 480 320 2970
Tabella A1.4 : Confronto tra decrementi di potenza disponibile
Calcolati ipotizzando la distribuzione normale ed osservati
Per tenere conto dell’allontanamento dalla distribuzione gaussiana, è opportuno
incrementare la deviazione standard, in modo da replicare il decremento di
potenza al 95% effettivamente osservato (riga “95%ORD” della Tabella A1.4); per mantenere l’opportuno margine di sicurezza nelle valutazioni di riserva le
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deviazioni standard non sono invece modificate qualora il decremento calcolato
sulla base della distribuzione normale sia quello inviluppante. Così procedendo si ottengono i seguenti fattori correttivi per le deviazioni standard (Tabella A1.5):
Anticipo NORD Centro Nord
Centro Sud Sicilia Sardegna Italia
2 1.07 1.02 1.19 1.08 1.01 1.15 1.14
3 1.00 1.02 1.20 1.06 1.05 1.08 1.12
4 1.00 1.05 1.14 1.05 1.09 1.06 1.09
5 1.00 1.06 1.16 1.06 1.08 1.05 1.13
6 1.00 1.09 1.10 1.11 1.08 1.02 1.15
7 1.01 1.12 1.12 1.16 1.08 1.02 1.19
8 1.01 1.14 1.12 1.21 1.07 1.02 1.17
9 1.04 1.18 1.11 1.23 1.06 1.03 1.21
10 1.06 1.18 1.10 1.22 1.08 1.01 1.25
Tabella A1.5 : Fattori correttivi per le deviazioni standard
I valori del valore medio dkj0Q e della deviazione standard σkj
0Q da utilizzare per
ogni Macro Area j nella valutazione della riserva con k giorni di anticipo sono
riassunti nella seguente Tabella A1.6: NORD Centro
Nord Centro Sud Sicilia Sardegna Italia
Anticipo 2 MEDIA -190 -20 -60 -90 -30 -20 -380 Anticipo 2 DEVST 460 80 370 450 210 140 860 Anticipo 3 MEDIA -230 -20 -70 -120 -30 -20 -470 Anticipo 3 DEVST 510 90 380 490 220 150 980 Anticipo 4 MEDIA -260 -20 -70 -140 -40 -30 -530 Anticipo 4 DEVST 550 90 390 520 230 160 1070 Anticipo 5 MEDIA -280 -20 -80 -160 -40 -30 -580 Anticipo 5 DEVST 590 90 400 550 240 160 1140 Anticipo 6 MEDIA -300 -20 -80 -170 -40 -30 -620 Anticipo 6 DEVST 610 100 400 570 250 160 1200 Anticipo 7 MEDIA -310 -20 -90 -180 -40 -40 -650 Anticipo 7 DEVST 640 100 410 580 250 160 1250 Anticipo 8 MEDIA -330 -20 -90 -190 -40 -40 -680 Anticipo 8 DEVST 660 100 410 600 260 170 1290 Anticipo 9 MEDIA -340 -20 -90 -200 -40 -40 -710 Anticipo 9 DEVST 670 100 410 610 260 170 1330 Anticipo 10 MEDIA -350 -20 -90 -210 -40 -40 -730 Anticipo 10 DEVST 690 100 420 620 260 170 1360
Tabella A1.6 : Medie e deviazioni standard degli scostamenti tra potenza disponibile a consuntivo e
prevista da utilizzare per l'analisi Nelle precedenti valutazioni non si tiene conto della taglia dei gruppi che
compongono il parco di generazione. Per compensare tale problema, qualora in una
Macro Area, la massima riduzione di potenza disponibile dopo k giorni, valutata con
l’equazione A1.1, ∆Qk (α) sia inferiore alla taglia del gruppo più grande ∆QMAX in
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esercizio nel giorno obiettivo della valutazione, si modifica la deviazione standard
σkj0Q come segue:
σkj0Q = ( dkj
0Q + ∆QMAX )/fα A1.2)
Uno degli effetti che limitano la disponibilità del parco di generazione è la
possibilità di mancato avviamento dei gruppi termoelettrici. Il mancato avviamento,
almeno dei gruppi termici tradizionali, è incluso nelle statistiche esaminate: infatti
la potenza disponibile è rilevata alle 9, mentre di solito un gruppo che rientra in
servizio deve essere disponibile alle 6. Pertanto un mancato parallelo dovrebbe
essere stato già rilevato al momento del confronto tra consuntivo e preventivo.
Tuttavia il campione a disposizione è troppo piccolo (circa 50 lunedì) per
consentire di discernere efficacemente l'effetto dei mancati rientri in servizio e non
è rappresentativo di giornate caratterizzate da un elevato numero di gruppi in
riavviamento.
Le costanti dkj0Q e σkj
0Q debbono pertanto essere ulteriormente corrette per tenere
conto dei mancati avviamenti, come segue:
∑
∑
−⋅⋅+=
⋅−=
nnnn
Qkj
Qkj
nn
nQkj
Qkj
PMAPMAMWAV
PMAMWAVdd
)1(20
0
σσ
in cui la somma è estesa su tutti i gruppi n in avviamento nel giorno in esame,
MWAVn e PMAn sono rispettivamente la potenza disponibile del gruppo e la
relativa probabilità di mancato avviamento.
Nelle precedenti equazioni si è assunto che la distribuzione di probabilità
dell’errore di previsione della potenza disponibile in presenza di mancati
avviamenti sia ancora normale.
Tutti i gruppi turbogas non appartenenti ad impianti combinati o ripotenziati, se
disponibili, sono considerati in avviamento assumendo che essi non siano in
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servizio nelle ore di basso carico e che quindi debbano essere comunque posti in
avviamento prima dell'ora di punta del fabbisogno.
Nell’implementazione della procedura si è assunto che la probabilità di mancato
avviamento sia la stessa per tutti i gruppi di una data tipologia in ognuna delle
aree territoriali del sistema elettrico italiano, come dettagliato in Tabella A1.7.
Macro Area Area Territoriale PMA-Termico
Tradizionale PMA
Turbogas Nord Torino 15% 22% Nord Milano 11% - Nord Venezia 31% - Centro-Nord Firenze 2% 0% Centro Roma 34% 63% Sud Napoli 36% 20% Sicilia Palermo 15% 3% Sardegna Cagliari 69% 24%
Tabella A1.7: Probabilità Mancato Avviamento PMA
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10. APPENDICE 2 : VALUTAZIONE DELL’INCERTEZZA DI PREVISIONE FABBISOGNO DI POTENZA
In questa Appendice è esposta la procedura utilizzata per determinare l'incertezza
associata all'errore di previsione del fabbisogno di potenza.
A tale scopo, la previsione del fabbisogno con d giorni di anticipo è stata generata:
• identificando per ogni giorno da prevedere dei “giorni modello” che, in base
alle periodicità settimanale ed annuale del fabbisogno, ci si attende abbiano
un fabbisogno simile a quello del giorno da prevedere. Di norma per ogni
giorno da prevedere sono stati utilizzati tre giorni modello (una settimana
prima, 52 settimane prima, 104 settimane prima del giorno da prevedere).
Qualora il “giorno modello” sia anomalo (festività infrasettimanali, giorni con
andamenti del carico non rappresentativi), esso non è stato considerato.
• Correggendo il fabbisogno del giorno modello con un fattore di trend,
rappresentato dal rapporto tra il fabbisogno d giorni prima di quello da
prevedere ed il fabbisogno d giorni prima di quello modello. In definitiva si ha:
in cui: • Pj
h(d) è la previsione del fabbisogno per il giorno j all’ora h effettuata con d
giorni di anticipo;
• Nm è il numero di “giorni modello” utilizzati per la previsione;
• Dk è la distanza tra il k-mo “giorno modello” e quello da prevedere (7, 52*7,
104*7)
• Cjh è il consuntivo del fabbisogno al giorno j all’ora h.
La previsione si riferisce al fabbisogno della rete ENEL (87% del fabbisogno
nazionale).
)1.2.
)1.21)(1
bACC
T
aACTNm
dP
hDdj
hdjh
k
hDj
hk
Nmk
k
h
k
kj
−−
−
−
=
=
=
⋅= ∑
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La successiva tabella illustra il valore medio e la deviazione standard dell’errore
relativo di previsione del picco di fabbisogno giornaliero, di particolare importanza
per le valutazioni sulla riserva, indipendentemente dall'ora in cui tali picchi si sono
presentati:
I confronti si riferiscono agli anni 1997-1998; sono stati inclusi tutti i giorni della
settimana dal Lunedì alla Domenica.
Sono stati esclusi dai confronti giorni anomali, come le festività infrasettimanali o
caratterizzati da andamenti non rappresentativi del fabbisogno (ad esempio per la
presenza di partite di calcio di particolare richiamo), e periodi anomali per il
fabbisogno (mese di agosto).
Anticipo
Previsione
ε(d) Media
ε(d) Dev.Std
ε(d) Media
Interpolata
ε(d) Dev.Std
Interpolata 2 0.0% 1.6% 0.0% 1.7% 3 -0.1% 1.9% 0.0% 2.0% 4 -0.1 % 2.2% -0.1% 2.2% 5 -0.1% 2.4% -0.1% 2.4% 6 -0.2% 2.4% -0.1% 2.5% 7 -0.2% 2.7% -0.1% 2.7% 8 0.0% 2.9% -0.1% 2.8% 9 -0.1% 2.9% -0.1% 2.9% 10 -0.1% 2.9% -0.1% 2.9%
Nella tabella sono presentati anche i valori della media e deviazione standard
dell’errore relativo di previsione interpolati in funzione dell’anticipo di previsione
come segue:
)(
))(()()( h
jh
hjh
hjh
CMAX
dPMAXCMAXd
−=ε
)2.2(%))(0080.011.1)()2.2(%)01.0)(
tan. bAdLndaAdd
dardSDev
Media
⋅+=⋅−=
εε
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Il valore medio dell’errore di previsione è molto piccolo, mentre la corrispondente
deviazione standard cresce significativamente con il logaritmo del numero dei
giorni, come illustrato nella figura successiva.
L’errore di previsione del fabbisogno non è costante per tutti i giorni della
settimana. La tabella successiva riporta lo scarto quadratico medio dell’errore
relativo della previsione giornaliera RMSk (essenzialmente equivalente alla
deviazione standard dell’errore di previsione visto che il valore medio dell’errore è
comunque assai piccolo), registrato nel corso dell’anno 2000.
Giorno Settimana RMS (%)Lunedì 1.44%
Martedì 1.15%
Mercoledì 1.15%
Giovedì 1.15%
Venerdì 1.15%
Sabato 1.56%
Domenica 1.64%
Media 1.33%
Ipotizzando che la stessa dipendenza si mantenga per tutti gli orizzonti di
previsione, la deviazione standard dell’errore di previsione A2.2b) è corretta in
modo da riprodurre i risultati della precedente tabella.
Il valore medio d(g)kF% e la deviazione standard σ(g)k
F% dell’errore relativo di
previsione utilizzati nella procedura di riserva sono pertanto (in cui k è l’anticipo di
previsione e g è il giorno della settimana cui la previsione si riferisce):
)3.2(%)))(0080.011.1()(
)3.2(%)01.0)(
%
%
bARMSRMS
dLng
aAkgd
media
gFk
Fk
⋅⋅+=
⋅−=
σ
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Dispacciamento
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I corrispondenti valori per le Macro Aree sono desunti ripartendo l’errore medio e
la varianza in proporzione al fabbisogno dell’area j-ma (Fj) rispetto al fabbisogno
nazionale FNaz :
)4.2.
)4.2.
%
%
bAFF
aAFdd
NazjFk
Fkj
jFk
Fkj
⋅⋅=
⋅=
σσ
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11. APPENDICE 3 : VALUTAZIONE DELL’ENERGIA NON FORNITA
In questa Appendice è esposto il metodo adottato per valutare l’energia non fornita in
funzione della probabilità α di non copertura del fabbisogno.
Nel caso il margine tra fabbisogno e produzione sia pari a R*, il valore atteso del
fabbisogno non ricoperto può essere calcolato come (X=Produzione-Fabbisogno):
( )∫∞−
⋅−−⋅⋅=
0
2
2*
2exp
21 dXRXXX
σσπδ ,
Indicando con z il rapporto tra R* e σ, dall'integrazione si ottiene:
( )
−−⋅⋅=
πσδ
22exp
)(2z
zErfzX
Nel valutare l'energia non fornita occorre tenere conto che, a parte il momento di
picco del fabbisogno, la riserva sarà maggiore di quella minima al livello di probabilità
α.
Assumendo che il parco di generazione sia dimensionato per coprire il picco del
fabbisogno con la riserva minima e che resti costante nel corso della giornata, si può
ottenere l'energia non fornita sommando i valori attesi del fabbisogno non ricoperto:
E Xk
k= ∑ δ
Le precedenti equazioni sono state utilizzate per valutare l'energia non fornita nel
corso dell'anno 2000, utilizzando i dati a consuntivo del fabbisogno nazionale.
Per quanto riguarda la riserva giornaliera, sono stati utilizzate le costanti definite
nelle Appendici 1 e 2 in corrispondenza all'anticipo di 1 giorno.
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La successiva Tabella A3.1 presenta il rapporto tra l’energia non fornita calcolata con
il precedente procedimento e quella corrispondente alla riserva giornaliera per diversi
valori del livello di probabilità α:
fα / Anticipo
1.6 (95%)
1.645 (95%)
1.7 (96%)
1.8 (96%)
1.9 (97%)
2 (98%)
fα con Rapporto=1
2 1.5 1.3 1.2 0.8 0.7 0.3 1.74 95.9% 3 2.0 1.7 1.5 1.0 0.7 0.5 1.80 96.4% 4 2.0 1.7 1.5 1.2 0.8 0.7 1.81 96.5% 5 2.2 1.8 1.7 1.2 0.8 0.7 1.84 96.7% 6 2.3 2.0 1.7 1.3 1.0 0.7 1.90 97.1% 7 2.5 2.2 1.8 1.3 1.0 0.8 1.90 97.1% 8 2.5 2.3 2.0 1.5 1.0 0.8 1.90 97.1% 9 2.6 2.3 2.0 1.5 1.2 0.8 1.91 97.2% 10 2.7 2.3 2.0 1.5 1.2 0.8 1.91 97.2%
Tabella A3.1 Rapporto tra
l’energia non fornita con la riserva calcolata a vari anticipi e l’energia non fornita con la riserva giornaliera
in funzione della probabilità di non ricoprire il fabbisogno