Файл: Расчеты и анализ режимов работы сетей учеб. пособие.pdf

Задача 5-19

От узловой подстанции системы А радиальными линиями ПО кВ питаются два промышленных района. Схема сети приведена на рис. 5-25, где указаны наибольшая мощность нагрузок в мегавольтамперах и сопротивление линий в омах. Время использования наибольшей нагрузки первого и вто­

Т р е б у е т с я определить экономически целесообраз­ ную мощность батарей конденсаторов п/ст. 1 и 2, исходя из соблюдения условий баланса реактивной мощности в сети.

Решение. Суммарная мощность батарей конденсаторов на подстанциях

По формулам, приведенным в начале главы, определим мощность конденсаторов п/ст. / и 2

244

Расчеты, связанные с вычислениями QKl и QKi, правиль­ ны, так как Qk2 = 6,87 + 9,13 = 16 Мвар.

После установки батарей конденсаторов мощность под­ станций составляет:

S16 = 40 + /28 - / 6 ,8 7 = 40 + /21,1 MB -A, cos ф1б = 0,885; 52б= 35 + / 2 4 -/ 9 ,1 3 = 35 + /14,9 M B -A, cos Фгб = 0,92,

Результаты расчетов показывают, что большую мощ­ ность конденсаторов необходимо установить на п/ст. 2, не­ смотря на то, что ее нагрузка меньше первой. Объясняется это тем, что нагрузка п/ст. 2 имеет большую величину Тп6, а активное сопротивление линии п/ст. А — п/ст. 2 больше, чем соответствующая величина линии п/ст. А — п/ст. 1.

Задача 5-20

Проектируется одноцепная линия электропередачи с но­ минальным напряжением 330 кВ для работы в европейской части СССР во втором районе климатических условий. Ли­ нию предполагается выполнить на металлических унифи­

сечение провода методом экономических интервалов, счи­ тая, что максимальная передаваемая мощность состав­ ляет 400 МВт. При решении принять коэффициент мощности равным 0,95, приведенные удельные затраты электро­ энергии на нагрев проводов Зу э = 24 руб./кВт. При рас­ чете потерями энергии на корону пренебречь.

Решение. В соответствии с [Л. 11] ежегодные издержки на амортизацию, текущий ремонт и обслуживание воздуш­ ных линий электропередачи с номинальным напряжением 220 кВ и выше, выполненных на металлических опорах, составляют 2,6% капитальных затрат. Поэтому приведен­ ные затраты при нормативном коэффициенте экономиче­ ской эффективности ри = 0,12 для 1 км линии определя­ ются формулой

3 = (0,12 + 0 ,0 2 6 )/СГ 4

245

Для нахождения экономических интервалов примем следующие сечения расщепленного провода, возможные для линии 330 кВ: 2x240, 2x300, 2x400, 2x500 . Стоимости

1 км линий, выполненных сталеалюминиевыми проводами таких сечений и погонные активные сопротивления прово­ дов, найденные по [Л .11], приведены в табл. 5-7.

С учетом этих данных формула для определения приве­ денных затрат для принятых к расчету сечений провода может быть представлена в виде

= (3,74 + 4,68- 10-6/2) тыс. руб.,

3300 = 0,146.26,6 + ^ ^ . 2 4 / * . 10-® =

= (3,88 + 3,8810"6/2) тыс. руб.,

3 4О0 = 0,146-29,1 + ^ М 1 .2 4 Л .1 0 - 3 =

= (4,25 + 2,88 •1 0 '6/2) тыс. руб.,

3 500 = 0,146 ■31,2 + 3 )0’^ 25.24/» •10- ;3 =

= (4,55 + 2,94 •10 6/2) тыс. руб.

Результаты расчетов по этим формулам при различных, постепенно увеличивающихся значениях тока /, приведены в табл. 5-8.

Т а б л и ц а 5-8

246

По данным табл. 5-8 на рис. 5-26 построены графики за­

экономическом интерва­ ле, в котором наимень­ шие приведенные затра­

мической целесообразности должен быть выбран расщеп­ ленный сталеалюминиевый провод с сечением 2x500 мм2 в каждой фазе линии.

Глава шестая

ОПРЕДЕЛЕНИЕ ВЕРОЯТНОСТИ СЛОЖНЫХ СОБЫТИЙ

ВЭНЕРГЕТИКЕ

Внастоящей главе рассматривается определение веро­ ятности сложного события при известных значениях веро­ ятностей простых событий, которое может быть выполнено

сиспользованием следующих теорем:

1.Теорема сложения вероятностей

+ Р (AiAjAk) + ••■+ (— 1 )п~1Р (AiA2 ... A„), ifk

где Р (А,) — вероятность события А,-.

247

Если события Л1( Л2, А„ — несовместимы и образуют полную группу, то сумма их вероятностей равна 1:

£ р м = 1.

I= 1

2.Теорема умножения вероятностей а) для независимых событий

р1 п А = Х\ р (А ‘У>

\(-=1 ! 1= 1

где Р M 2M i) — условная вероятность события А2, вычис­ ленная при условии, что событие Ах произошло. Если собы­ тие может появиться только при выполнении одной из ис­ ключающих друг друга гипотез, то вероятность события А вычисляется по формуле полной вероятности:

Если в одинаковых условиях производится п независимых опытов и в каждом из них с вероятностью р появляется со­ бытие Л, то вероятность Р т , „того, что событие Л произойдет в этих опытах ровно ш раз, выражается формулой

Р т . п = СУ тЯП- т,

(т = 0, 1 , 2 , . . . , « ) ,

где q = 1 — р.

Эта формула отражает биномиальное распределение веро­ ятностей. Если условия опытов различны и вероятность события Л в г-м опыте равна р,- (г = 1, 2, ..., /г), то вероят­ ность Р т л того, что событие Л появится в этих опытах ровно

248