Построение эмпирической кривой обеспеченности годового стока. Построение гидрографа среднемесячных расходов и потребления

Страницы работы

15 страниц (Word-файл)

Фрагмент текста работы

    1 Построение эмпирической  кривой обеспеченности, то есть кривой распределения ежегодных вероятностей распределения, годового стока реки и подбор сглаживающей ее аналитической кривой.

1.1  Из задания заносят в графы 2 и 3 таблицы 1.1 данные о средних значениях расхода воды за каждый из указанный календарный год.

Таблица 1.1 Расчёт координат эмпирической кривой обеспеченности годового стока и исходных данных для определения статистик λ1, λ 2, λ3

Календарный ряд

Статический (убывающий) ряд

годы

Qгод

м.куб/с

Qгод

м.куб/с

P=m/(n+

1)*100%

Ki=Qгодi

/ Qгод

Lg(Ki)

Ki*lg(ki)

1

2

3

4

5

6

7

8

1

1951

18,60

33,30

3,2258

1.8187

0.2598

0.4724

2

1952

19,10

28,30

6,4516

1.5456

0.1891

0.2923

3

1953

13,00

26,60

9,6774

1.4528

0.1622

0.2356

4

1954

21,30

21,40

12,9032

1.1688

0.0677

0.0792

5

1955

21,10

21,30

16,1290

1.1633

0.0657

0.0746

6

1956

18,60

21,10

19,3548

1.1524

0.0616

0.0710

7

1957

16,70

21,10

22,5806

1.1524

0.0616

0.0710

8

1958

17,50

20,90

25,8065

1.1415

0.0575

0.0656

9

1959

13,20

20,10

29,0323

1.0978

0.0405

0.0445

10

1960

26,60

20,10

32,2581

1.0978

0.0405

0.0445

11

1961

28,30

19,20

35,4839

1.0486

0.0206

0.0216

12

1962

19,20

19,10

38,7097

1.0431

0.0183

0.0191

13

1963

20,90

18,90

41,9355

1.0322

0.0138

0.0142

14

1964

21,10

18,60

45,1613

1.0158

0.0068

0.0069

15

1965

20,10

18,60

48,3871

1.0158

0.0068

0.0069

16

1966

14,20

18,40

51,1629

1.0049

0.0021

0.0021

17

1967

14,40

17,50

54,8387

0.9558

-0.0197

-0.0188

18

1968

12,10

16,70

58,0645

0.9121

-0.0400

-0.0365

19

1969

18.40

16.10

61.2903

0.8793

-0.0559

-0.0491

20

1970

13.80

15.80

64.5161

0.8629

-0.0640

-0.0553

21

1971

15.10

15.70

67.7419

0.8575

-0.0668

-0.0573

22

1972

10.70

15.10

70.9677

0.8247

-0.0837

-0.0690

23

1973

15.70

14.40

74.1936

0.7865

-0.1043

-0.0820

24

1974

21.40

14.20

44.4194

0.7755

-0.1104

-0.0856

25

1975

16.10

14.00

80.6452

0.7646

-0.1166

-0.0891

26

1976

33.30

13.80

83.8710

0.7537

-0.1228

-0.0926

27

1977

14.00

13.20

87.0968

0.7209

-0.1421

-0.1025

28

1978

20.10

13.00

90.3226

0.7100

-0.1487

-0.1056

1

2

3

4

5

6

7

8

19

1979

15.80

12.10

93.5484

0.6608

-0.1799

-0.1189

30

1980

18.90

10.70

96.7742

0.5844

-0.2333

-0.1363

549.3        549.3        1500             30         -0,4135      0,428

     1.2 Размещают в графу 4 значение годовых расходов воды в убывающем порядке от наибольшего к наименьшему. Строят многолетние гидрографыдля хронологического и убывающего рядов (приложение 1).

Находят сумму значений расходов всех n-членов убывающего ряда. Находят сумму значений расходов всех n-членов убывающего ряда и записывают внизу графы 4. Определяют значение первого параметра данного ряда и его среднеарифметическое

λ1 =Qгод=ΣQгод i/n

Выражают значение всех параметров убывающего ряда в модульных коэффициентах и записывают в графу 6

ki= Qгод i/ Qгод

Для контроля вычислений находят сумму значений ki, которая должна быть равна 30.

1.3 Выясняется, нет ли в составе данного ряда резко отклоняющихся членов не характерных для периода наблюдений с заданной продолжительностью или вследствие каких-то грубых ошибок. Для этого используются не параметрический критерий Диксона. Находим его значения для крайних членов выборки (наибольшее и наименьшее).

rmax=(k1-k3)/(k1-kn-2)=(1,8187-1,4528)/(1,8187-0,71)=0,33

rmin =(kn-2-kn)/(k3-kn)=(0,71-0,5844)/(1,4528-0,5844)=0,144 где k1 и k3- значения модульных коэффициентов 1 и 3 ряда

kn   и kn-2 значения модульных коэффициентов последнего и третьего сзади членов ряда.

Если оба или одно из вычисленных значений (rmax и rmin) окажутся больше 0,457(при n=30), то гипотеза о однородности членов отвергается. Если они меньше 0,457 но больше 0,366 , то гипотеза сомнительна. Если эти значения меньше 0,366, то гипотеза принимается. В случае отклонения гипотезы, из ряда исключают неподходящий член. Проверяем на однородность ряд из оставшихся членов и при благоприятном исходе включанм в дальнейшую обработку. Так как rmax и rmin  меньше 0.366, то гипотеза принимается.

1.4 Значения ki всех членов ряда являются ординатами точек эмпирической кривой обеспеченности. Их абсцисса определяется:

Pi=mi/(n+1)*100% где Pi - обеспеченность рассм-го члена со значением ki,

mi - номер члена Pi Pi, в убывающем ряду,

ni - общее число членов.

Если обеспеченность Р<50% то речь идет об обеспеченности максимальной, гидрологической величины и повторяемость N определяю формуле:

N=100/P

Если обеспеченность Р >50% то речь идет об обеспеченности минимальной гидрологической величины и повторяемостьN определяется по формуле:

N=100/100-P

По полученным данным (Pi ki) наносятся точки эмпирической кривой (рис.1.1).Необходимо визуально убедится, что не осталось резко отклоняющихся точек свидетельствующих о неоднородности соответствующих членов.

Таблица 1.1- расчет координат эмпирической кривой обеспеченности годового стока реки и исходных данных для определения статистик (приложение 3).

    1.5 Для построения аналитической кривой обеспеченности 2 остальных ее параметра определяют рекомендуемым методом наибольшего правдоподобия, для этого вычисляют значения 2 и 3 логарифмических статистик:

λ1 =Σlgki(n-1)=-11,9915 

λ3=Σkilgki(n-1)=12,3192 

   По монограммам определяют значения параметров Сv и Cs аналитической кривой обеспеченности трехпараметрического гамма распределения.

Сv =σх/х= Σ(хi-х)/(n-1)x =  Σ(ki-1) /(n-1) 

Cs=M3/σх= Σ(хi-х)/(n-1)σх=Σ(ki-1)/(n-1) Сv   

1.6 Пользуясь таблицами координат кривых трехпараметрического гамма распределения и, прибегая к необходимой интерполяции, выписывают коэффициенты аналитической кривой соотношением Cs/ Сv наиболее близко соответствующим значениям параметров, установленных в пункте

Похожие материалы

Информация о работе

Предмет:
Гидрология
Тип:
Курсовые работы
Размер файла:
296 Kb
Скачали:
0