Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
Министерство сельского хозяйства и продовольств...doc
Скачиваний:
0
Добавлен:
02.12.2019
Размер:
2.18 Mб
Скачать

10.4. Колебания годового стока

Общие сведения. Основной причиной колебаний годового стока является изменчивость климатических факторов: осадков, испарения, температуры воздуха и др. Последние взаимосвязаны и в свою очередь зависят от многих других причин. Учесть все факторы, влияющие на сток, невозможно, так как их изменения носят часто случайный характер.

Поскольку наступление года той или иной водности зависит от большого числа случайных причин, расчет колебаний годового стока ведется по методам математической статистики, основанным на теории вероятности.

В гидрологических расчетах широко используют два понятия математической статистики: частота и обеспеченность.

Ч а с т о т а показывает, во скольких случаях за рассматриваемый период времени та или иная гидрологическая характеристика реки имела значения в определенных интервалах. Например, если среднегодовой расход реки колебался за ряд лет в пределах от 150 до 400 м3/с, можно подсчитать, в скольких случаях значения среднегодового расхода лежали в интервалах от 150 до 200 м3/с, от 200 до 250 м3 и т. д.

О б е с п е ч е н н о с т ь показывает, в скольких случаях интересующая характеристика имела значения равные или большие определенной величины.

Частота и обеспеченность выражаются числом случаев или в процентах общего числа членов ряда. Например, если в ряду, насчитывающем 10 значений среднегодовых расходов, три из них имели величину, равную или большую 280 м3/с, то это означает, что расход 280 м3 обеспечен на 30%.

Водность реки в каждом году характеризуется обеспеченностью ее стока. Годы с обеспеченностью стока меньше 50% являются многоводными, а больше 50% – маловодными.

Обеспеченность водности года определяет ее повторяемость. Для многоводных лет повторяемость, показывает, как часто встречаются в среднем годы данной или большей водности, а для маловодных – данной или меньшей водности. Например, расход многоводного года 5%-ной обеспеченности имеет среднюю повторяемость 5 раз в 100 лет или, что одно и то же, 1 раз в 20 лет. Расход маловодного года 95%-ной обеспеченности также имеет повторяемость 5 раз в 100 лет, так как только в 5% случаев расходы будут иметь меньшие значения.

Связь между обеспеченностью р и средней повторяемостью N выражается следующими соотношениями:

для многоводных лет

, (10.20)

для маловодных лет

, (10.21)

Отдельным характерным по водности годам в гидрологии присвоены определенные наименования, обеспеченность и повторяемость которых приведены в табл. 10.1.

Т а б л и ц а 10.1. Обеспеченность и повторяемость характерных лет

Характеристика водности года

Обеспеченность,

р, %

Повторяемость,

1 раз в N лет

Очень многоводный

1

100

Средний многоводный

10

10

Умеренно многоводный

25

4

Средней водности

50

2

Умеренно маловодный

75

4

Средний маловодный

90

10

Очень маловодный

97

33

Катастрофически маловодный

99

100

При проектировании на реках различных водохозяйственных сооружений за расчетные принимаются годы с определенной обеспеченностью гидрологических характеристик, гарантирующей безаварийную работу сооружений и надежность технологических процессов. Водность расчетных лет оценивается обеспеченностью годового стока или отдельных гидрологических характеристик за определенные периоды года (навигацию, межень, сплавной период и др.). Выбор характеристик для оценки водности года и назначение расчетного процента обеспеченности обусловлены действующими техническими условиями.

Эмпирические кривые распределения и обеспеченности. Частота и обеспеченность гидрологических характеристик может быть выражена графически в виде кривых распределения и обеспеченности. Эти кривые строятся или непосредственно по данным наблюдений (эмпирические кривые), или с использованием закономерностей теории вероятности (теоретические кривые).

Способ построения эмпирических кривых распределения и обеспеченности рассмотрим на примере.

Для определенного створа реки имеется ряд среднегодовых расходов за 57-летний период, значения которых приведены в табл.10.2 в убывающем порядке.

Делим всю амплитуду колебаний расходов на интервалы по 50 м3/с и заносим границы интервалов в табл.10.3 (графа 1). Подсчитываем число и процент случаев от общего количества членов ряда, когда наблюдались расходы в границах каждого интервала (графы 2 и 3).

Т а б л и ц а 10.2. Значения среднегодовых расходов

Номер

по пор.

Расход, м3

Номер

по пор.

Расход, м3

Номер

по пор.

Расход, м3

Номер

по пор.

Расход, м3

Номер

по пор.

Расход, м3

Номер

по пор.

Расход, м3

1

948

11

753

21

694

31

650

41

601

51

517

2

871

12

748

22

689

32

648

42

597

52

509

3

864

13

741

23

682

33

641

43

581

53

503

4

847

14

736

24

676

34

637

44

579

54

481

5

824

15

729

25

668

35

632

45

573

55

468

6

811

16

727

26

667

36

629

46

566

56

456

7

797

17

719

27

662

37

627

47

559

57

412

8

781

18

708

28

659

38

619

48

552

9

766

19

701

29

657

39

612

49

538

10

759

20

698

30

652

40

607

50

528

По данным граф 1 и 3 строим ступенчатый график частоты среднегодовых расходов (рис. 10.4).

Рис. 10.4. Эмпирические кривые распределения и

обеспеченности

Линия, проходящая на этом графике через центры интервалов, называется к р и в о й р а с п р е л е н и я.

Т а б л и ц а 10.3. Определение частоты и обеспеченности среднегодовых

расходов

Интервалы расходов, м3

Частота расходов

Обеспеченность

число лет

%

число лет

%

1

2

3

4

5

950–900

1

1,7

1

1,7

889–850

2

3,5

3

5,2

849–800

3

5,3

6

10,5

799–750

5

8,8

11

19,3

749–700

8

14,0

19

33,3

699–650

12

21,1

31

54,4

649–600

10

17,6

41

72,0

599–550

7

12,2

48

84,2

549–500

5

8,8

53

93,0

499–450

3

5,3

56

98,3

449–400

1

1,7

57

100,0

Числа граф 2 и 3 суммируются нарастающим итогом и заносятся соответственно в графы 4 и 5. По данным граф 1 и 5 строим кривую обеспеченности 2. Точки для построения этой кривой следует наносить на линиях, соответствующих нижним границам каждого интервала.

По кривой обеспеченности можно установить величину среднегодового расхода любой заданной обеспеченности в пределах имеющихся наблюдений, т. е. от 1,7 до 98,3%. Например, обеспеченности 10% соответствует расход Q10% = 815 м3/с; обеспеченности 90% Q90% = 520 м3/с.

Эмпирическую кривую обеспеченности можно построить и без предварительного разделения данных наблюдений на отдельные интервалы. В этом случае процент обеспеченности каждого члена убывающего ряда вычисляется по формуле

, (10.22)

где m – порядковый номер члена ряда;

n – общее число членов ряда.

Теоретическая кривая обеспеченности. Для построения эмпирической кривой обеспеченности необходимо иметь данные наблюдений за период не менее 30–40 лет. При наличии более короткого ряда данных колебания годового стока рассчитывают по теоретической кривой обеспеченности.

Достоинство теоретических кривых состоит в том, что они позволяют по сравнительно коротким рядам наблюдений устанавливать значения характеристик стока редкой повторяемости, которые встречаются, например, 1 раз в 100 лет.

Широкое применение в гидрологических расчетах получила биноминальная асимметричная кривая обеспеченности. Многими исследователями доказано, что эта кривая достаточно хорошо отражает фактическую изменчивость годового стока.

Положение теоретической кривой обеспеченности определяется тремя параметрами: среднеарифметическим значением ряда, например среднемноголетним расходом Q0, коэффициентом вариации (изменчивости) Cυ и коэффициентом асимметрии Cs.

Коэффициент вариации Cυ, среднегодовых расходов представляет собой отношение среднеквадратичной ошибки σ к средне-многолетнему расходу Q0:

. (10.23)

Среднеквадратичная ошибка σ характеризующая отклонения средних годовых расходов от среднемноголетнего, определяется по формуле

, (10.24)

где Qср i – Q0 – отклонение среднего расхода данного года от среднемноголетнего;

n – число лет наблюдений.

После подстановки значения для σ по последней зависимости в соотношение (10.23), получим

. (10.25)

Имея в виду, что отношение выражает годовые модульные коэффициенты Кi, можно записать

. (10.26)

Для того чтобы с достаточной для практических целей точностью вычислить коэффициент вариации годового стока, необходимо иметь данные наблюдений за период не менее 10 лет.

Значения коэффициента вариации годового стока рек СНГ колеблются в широких пределах: от 0,05 для хорошо зарегулированных рек, вытекающих из крупных озер, до 1,5 для рек засушливых районов. Подавляющее большинство рек лесной зоны имеют коэффициент вариации годового стока в пределах 0,15–0,40.

Коэффициент асимметрии Cs характеризует степень несимметричности расположения членов ряда относительно их среднеарифметического значения. Чем меньшее число годовых расходов от общего количества членов ряда превышают значение среднемноголетнего расхода, тем большую величину имеет коэффициент асимметрии.

Если имеются данные наблюдений за длительный период (более 50–60 лет), коэффициент асимметрии следует определять по формуле

. (10.27)

При наличии более короткого ряда наблюдений коэффициент асимметрии для подавляющего большинства рек можно вычислить по приближенной зависимости

Cs = 2 Cυ. (10.28)

Необходимо, однако, иметь в виду, что для рек засушливых районов коэффициент асимметрии может иметь значительно меньшие значения, чем найденные по выражению (10.28). Для бассейнов со значительной площадью озер коэффициент асимметрии принимается равным

Cs = 3 Cυ. (10.28)

Ординаты для построения теоретической кривой обеспеченности устанавливают по найденным значениям Q0, Cυ и Cs при помощи данных табл. 10.4.

Расчет колебаний годового стока по данным наблюдений. При наличии данных наблюдений за период не менее 10 лет расчет колебаний годового стока ведется по теоретической кривой обеспеченности.

Порядок построения теоретической кривой обеспеченности поясним на примере, исходные данные для которого приведены в первых двух графах табл. 10.5.

Т а б л и ц а 10.5. Вычисление коэффициента вариации среднегодовых