Файл: Кузник, И. А. Гидрология и гидрометрия учебник для сельскохозяйственных техникумов по специальности гидромелиорация.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 16.10.2024
Просмотров: 130
Скачиваний: 0
дораздельной линией и одной или двумя изолиниями стока. Рас четы выполняем в табл. 21. Норма стока
|
<7 = |
275 488 |
= 4,26 лДс-км'-’). |
|
|
|
64 640 |
|
|||
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 21 |
|
Вычисление нормы стока р. Десны |
|
|||
№ зоны |
Изолинии стока |
Средний модуль |
Площадь зоны / |
<7Ср 7 |
|
в зоне <7 |
стока в зоне |
км* |
|||
|
л/(с*км9) |
|
л/(с-км3) |
|
|
1 |
6 , 5 - 6 , 0 |
|
6 ,2 5 |
4 4 8 0 |
28 0 0 0 |
и |
6 , 0 — 5 ,0 |
|
5 ,5 0 |
1 0 880 |
59 840 |
III |
5 ,0 — 4 ,0 |
|
4 ,5 0 |
19 2 0 0 |
86400 |
IV |
4 , 0 - 3 , 0 |
|
3 ,5 0 |
24320 |
85 120 |
V |
3 , 0 - 2 , 6 |
|
2 ,8 0 |
5 760 |
16 128 |
|
|
|
С у м м а |
64 640 |
275 488 |
При рассмотрении табл. 21 обратите внимание, что верхняя изолиния в первой зоне принята 6,5 л/(с-км2). Водораздел здесь не достигает изолинии 7,0. Значение q определено интерполяцией между 6 и 7 л/(с • км2). Аналогично определено <7 = 2,6 л/(с • км2) на юге пятой зоны.
Рис. 56. Годовой сток в бассейне р. Десны.
/ — водораздел, 2 — изолинии модуля стока в л/(с*км2).
111
р. |
Упражнение |
12. |
Определить методом аналогии |
норму стока |
|
Золотоношки |
у г. Золотоноши. В качестве аналога принять |
||||
р. |
Сулу у г. Лубны. |
|
Золотоношки у г. Золотоноши и р. Су- |
||
|
Да но : модули стока р. |
||||
лы у г. Лубны |
за |
б лет |
параллельных наблюдений |
(табл. 22). |
|
Норма стока р. Сулы, определенная по данным многолетних на
блюдений, <7а = |
2 ,1 л/(с • км2). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 22 |
|
Модули стока q (л/(с • км2)) рек Золотоношки и Сулы |
|
|||||||
Река — пункт |
1949 г. |
1950 г. |
1951 г. |
1952 г. |
1953 г. |
1954 г. |
||
Золотоношка — г. Золотоноша |
. . . |
1,38 |
0,99 |
2,28 |
2,08 |
3,30 |
0,65 |
|
Сула — г. Лубна................................. |
|
1,10 |
1,18 |
2,09 |
1,65 |
2,58 |
0,78 |
|
Р е ше н и е . |
Строим |
график |
связи между |
значениями |
стока |
|||
обеих рек (рис. 57, табл. 22). Проводим линию связи так, чтобы
она занимала |
среднее |
положение между |
точками. |
Полученная |
|||||
|
|
|
прямая |
и |
есть |
график |
связи |
||
q л/(с-км > |
|
|
стока малоизученной р. |
Золо |
|||||
|
|
|
тоношки и р. Сулы—реки-ана |
||||||
|
|
|
лога. |
|
|
|
стока |
|
ре |
|
|
|
Отложив норму |
|
|||||
|
|
|
ки-аналога на вертикальной |
||||||
|
|
|
оси <7а= 2 ,1 |
л/(с-км2), на |
оси |
||||
|
|
|
абсцисс |
находим _норму |
стока |
||||
|
|
|
р. Золотоношки <7=2,53л/(еХ |
||||||
|
|
|
Х км 2). |
|
|
13. |
Рассчитать |
||
|
|
|
Упражнение |
||||||
|
|
|
обеспеченность |
модулей |
стока |
||||
|
|
|
р. Оки |
у г. Калуги за 1920— |
|||||
|
|
|
1940 гг. Построить эмпириче |
||||||
|
|
|
скую и теоретическую кривые |
||||||
р.Золотоношка |
|
обеспеченности. |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|||
Рис. 57. Связь годового стока рек Зо |
Да но : |
годовые модули сто |
|||||||
лотоношки у г. |
Золотоноши |
и Сулы |
ка (графы |
1 и 2 табл. 23). |
вы |
||||
у г. Лубны. |
|
Р е ш е н и е . |
Расчеты |
|
|||||
|
|
|
полняем |
согласно |
п. 26; |
на |
|||
блюденные величины располагаем в таблице в убывающем порядке
(графы 3—5).
Средний многолетний модуль за 21 год наблюдений составляет
108,0 _ : 5,15 л/(с-км2).
21
Затем по формуле (46) вычисляем для каждого года модуль ные коэффициенты k (графа 6 ). Правильность расчетов прове ряем по сумме модульных коэффициентов. Она равна числу чле-
112
Т а б л и ц а 23
Вычисление коэффициента вариации и обеспеченности стока р. Оки у г. Калуги ( F — 54 900 км2)
Годы
охронологи ческом
порядке
|
|
|
|
|
|
| ' |
|
Модуль |
|
|
Модуль стока |
Модуль |
|
СПт г |
|
№ |
Год |
в убывающем |
ный |
|
О |
©“ |
|
стока q |
п/п |
порядке <7 |
коэффи |
|
1 |
+ |
|
л/(с*кма) |
|
|
л/(с*кма) |
циент к |
1—1 |
7 |
с |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
•аг |
с |
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
2 |
3 |
_4 |
5 |
|
6 |
7 |
8 |
S |
1920 |
4 ,7 |
1 |
1933 |
8 , 1 |
|
1,57 |
0 ,5 7 |
0,325 |
3 ,3 |
1921 |
2 ,5 |
2 |
1931 |
7 ,4 |
|
1,44 |
0 ,4 4 |
0,1 9 4 |
7 ,9 |
1922 |
3 ,4 |
3 |
1928 |
7 ,0 |
|
1,36 |
0 ,3 6 |
0,1 3 0 |
1 2 , 6 |
1923 |
4 ,7 |
4 |
1926 |
6 , 6 |
|
1,28 |
0,2 8 |
0,078 |
17,3 |
1924 |
5 ,2 |
5 |
1927 |
6 , 6 |
|
1,28 |
0,2 8 |
0,078 |
2 1 ,9 |
1925 |
4 ,3 |
6 |
1932 |
6 ,3 |
|
1 , ? 2 |
0 , 2 2 |
0,078 |
2 6 ,6 |
1926 |
6 , 6 |
7 |
1929 |
5 ,7 |
|
1,11 |
0 , 1 1 |
0 , 0 1 2 |
3 1 ,3 |
1927 |
6 , 6 |
8 |
1937 |
5 ,5 |
|
1,07 |
0 ,0 7 |
0,005 |
3 6 ,0 |
1928 |
7 ,0 |
9 |
1924 |
5 ,2 |
|
1 , 0 1 |
0 , 0 1 |
0 , 0 0 0 |
4 0 ,7 |
1929 |
5 ,7 |
1 0 |
1936 |
5,1 |
|
0 ,9 9 |
— 0 , 0 1 |
0 , 0 0 0 |
45 ,3 |
1930 |
3 ,2 |
11 |
1934 |
5 ,0 |
|
0 ,9 7 |
— 0,03 |
0 , 0 0 1 |
50 ,0 |
1931 |
7 ,4 |
1 2 |
1920 |
4 ,7 |
|
0,91 |
— 0 ,0 9 |
0,008 |
5 4 ,7 |
1932 |
6 ,3 |
13 |
1923 |
4 ,7 |
|
0,91 |
— 0 ,0 9 |
0,008 |
5 9 ,3 |
1933 |
8 , 1 |
14 |
1940 |
4 ,6 |
|
0 ,8 9 |
— 0 , 1 1 |
0 , 0 1 2 |
6 4 ,0 |
1934 |
5 ,0 |
15 |
1925 |
4 ,3 |
- |
0 ,8 4 |
— 0 ,1 6 |
0,0 2 6 |
6S ,7 |
1935 |
4 ,0 |
16 |
1938 |
4 ,2 |
|
0 ,8 2 |
— 0,1 8 |
0,0 3 2 |
7 3 ,5 |
1936 |
5,1 |
17 |
1935 |
4 ,0 |
|
0,7 8 |
— 0 , 2 2 |
0,048 |
78,1 |
1937 |
5 ,5 |
18 |
1939 |
4 ,0 |
|
0 ,7 8 |
— 0 , 2 2 |
0,0 4 8 |
8 2 ,7 |
1938 |
4 ,2 |
19 |
1922 |
3 ,4 |
|
0 , 6 6 |
— 0 ,3 4 |
6,1 1 6 |
8 7 ,5 |
1939 |
4 ,0 |
2 0 |
1930 |
3 ,2 |
|
0,6 2 |
— 0,3 8 |
0,1 4 4 |
9 2 ,0 |
1940 |
4 ,6 |
2 1 |
1921 |
2 ,5 |
|
0,4 9 |
— 0,51 |
0 ,2 6 0 |
96 ,7 |
Сумма |
108,1 |
|
|
1 0 S |
|
2 1 , 0 |
+ 2 ,3 4 |
1,603 |
|
Среднее |
5,1 5 |
— |
— |
5,1 5 |
|
|
— 2 ,3 4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
нов гидрологического ряда, т. е. 21. После этого подсчитываем обеспеченности модулей стока по формуле (62а).
В графе 9 даны результаты этих расчетов. Например, для пер вого члена ряда, а именно для 1933 г., т— \\ при общей продолжи тельности наблюдений п = 2 1 , обеспеченность
^ = iriT % J ‘100 = 3’3%-
По данным граф 5 или 6 и 9 строим эмпирическую кривую обеспеченности (рис. 58) на клетчатке вероятностей с умеренной асимметричностью. По горизонтальной оси откладываем значе ния р в процентах, а по вертикальной — средние годовые значения стока, приведенные в графе 5.
Для построения теоретической кривой обеспеченности необхо димо сначала вычислить параметры кривой распределения: сред
нюю многолетнюю величину q (в упражнении q = 5,15 л/(с • км2)], ИЗ
коэффициент вариации Cv и коэффициент асимметрии Cs. Судя по |
|
карте изолиний (см. рис. 50), Cv < 0,50, поэтому расчет этой ве |
|
личины выполняем по формуле (56). В графах 7—8 приведены |
|
значения (/г— |
1 ) и (k — I)2. Проверкой правильности арифметиче |
ских подсчетов |
служит S(&— 1 ), которая всегда равна нулю (см. |
сумму графы |
7). Подставив в формулу (56) значения 2 (/г— 1) 2 = |
= 1,603 и /г = |
21, вычисляем коэффициент изменчивости |
,603
0,28.
^= У я
Относительная средняя квадратическая ошибка среднего ариф метического вычислена по формуле (59а)
Обеспеченность
Рис. 58. Кривая обеспеченности средних годовых модулей стока р. Оки у г. Калуги.
/ — точки эмпирической кривой; 2 — теоретически вычисленные точки.
Ошибка меньше 1 0 %, следовательно, данных наблюдений до статочно для последующих расчетов. Так как сток р. Оки не имеет
нулевых |
значений, то коэффициент асимметрии Cs принимаем |
равным |
двум коэффициентам вариации: Cs = 2 • 0,28 = 0,56 (см. |
стр. 102). Расчеты модульных коэффициентов выполняем по фор муле (63) в табл. 24.
Отклонения ординат кривой обеспеченности Фот среднего зна чения Ф (принимаемого за единицу) при Cv = 1,0 и С5 = 0,56 определяем по приложению 1. В приложении ближайшие к 0,56 значения Cs составляют 0,50 и 0,70. Поэтому искомые величины Ф определяем интерполяцией.
Так как в приложении значения Ф даны для С„ = |
1,0, то при |
||
Cv = 0,28 отклонения составляют Ф = 0,28. Например, |
для модуля |
||
стока |
0,1 %-ной обеспеченности при Cs = 0,50 Ф = 3,81, |
а при Са — |
|
= 0,70 |
Ф =4,10. Следовательно, при Cs = 0,56 Ф = |
3,90. Поэтому |
|
ФС„ = |
3,90-0,28 = 1,09. А = Ф С „ + 1 = 1,09+ 1,0 = |
2,09. |
|
114