Файл: Большаков, М. Н. Водные ресурсы рек советского Тянь-Шаня и методы их расчета.pdf

р.ДОНГУЗТАУ. 3-019

р КУГАРТ 3=0.23

р.ШАНКОЛ. 3=0.93

р.ШАХИМАРДАН. 3=1.40

1 7 4

Р К А Р А Б У Р А . а = и а

р С О Х 6=2 .50

р И С Ф А Р А 6=2.76

па питания б. Реки группы II с весенним лимитирующим сезоном и

с б>1,4.

175

а также от соотношения между величинами Cv за год, лими­ тирующий период и лимитирующий сезон.

Значения вычисленных за расчетный период коэффициен­ тов вариации стока за год, лимитирующий период и за весен­ ний, летний и осенне-зимний сезоны для изученных рек приве­ дены в приложении 1.

В главе III была дана характеристика факторов, влияю­ щих на величину изменчивости годового стока, талых вод А и Б, являющихся главными его составляющими. Эти факторы определяют в основном величину изменчивости стока за сезо­

ны половодья.

Наименьшим же колебаниям подвержен сток межени (ок­ тябрь—март), коэффициенты вариации которого в 75% слу­ чаев не превышают 0,25. Наиболее распространены для меже­ ни коэффициенты вариации от 0,10 до 0,20. Лишь для рек сне­ гового и снегово-дождевого типа питания со средней высотой

т. е. для лимитирующего периода, в большинстве случаев меньше, чем для стока за весну и лето. Это свойство особенно проявляется у рек группы II вследствие компенсации в коле­ баниях стока за весну и лето, которые имеют тенденцию к асинхронности. В среднем значения Cv для лимитирующего периода и года отличаются незначительно. Более существенна разница в коэффициентах вариации стока за лимитирующий сезон и год, и учету влияния соотношения коэффициентов ва­ риация стока за эти периоды на выбор метода расчетного рас­ пределения стока рек Тянь-Шаня уделено несколько большее внимание в следующем разделе данной главы.

5. Об учете влияния водности года при выборе расчетного внутригодового распределения стока

Как отмечалось выше, в настоящее время назначение рас­ четного внутригодового распределения стока при водохозяй­ ственном проектировании чаще всего, особенно для равнинных

176

рек, производится по так называемому методу компоновки, разработанному В. Г. Андреяновым. В основу метода положе­ но условие равной обеспеченности стока за водохозяйственный год, лимитирующий период и лимитирующий сезон, что пред­ полагает наличие синхронности стока за эти отрезки времени и зависимость внутригодового распределения стока от водно­ сти года.

Вместе с тем, как показали исследования закономерностей' внутригодового распределения стока горных рек Средней Азии и Кавказа [30, 59, 152, 168, 207 и др.], в ряде случаев оно либо не зависит от водности года, либо эта зависимость проявляется очень слабо. Это ставило ограничения в целесо­ образности применения метода компоновки, несмотря на его несомненные расчетные достоинства. Это же обстоятельство побудило некоторых авторов изыскивать другие методы наз­ начения расчетного внутригодового распределения стока рек Средней Азии. Однако все эти методы, как указывалось вы­ ше, нельзя признать удовлетворительными.

Указанные обстоятельства заставили автора данной рабо­ ты более подробно остановиться на вопросе о влиянии водно­ сти года на внутригодовое и в первую очередь межсезонное распределение стока рек Средней Азии [29, 30].

Рассмотрим некоторые элементарные количественные за­ висимости между параметрами внутригодового (межсезонно­ го) распределения стока и водностью года. При этом разделе­ ние водохозяйственного года, за начало которого принят март месяц, принимаем по схеме, обоснованной выше для боль­ шинства рек Тянь-Шаня: лимитирующий период с марта по сентябрь, нелимитирующий — с октября по февраль, лимити­ рующий сезон для рек с показателями типа питания 6<1,4 — с июля по сентябрь (лето) и для рек с б> 1,4 — с марта по июнь (весна).

Напомним, что такая схема принята с учетом того, что ве­

модульный коэффициент стока за лето, кв — модульный коэф­ фициент стока за весну, wc — относительный (в долях от го­ дового) сток за лимитирующий сезон, w л — относительный (в долях от годового) сток за лето, хюв — относительный (в долях от годового) сток за весну, Cv ,— коэффициент вариа-

ции годового стока, CvС— коэффициент вариации стока за лимитирующий сезон, Cv — коэффициент вариации стока за ле-

коэффициент относительной многолетней изменчивости стока за лимитирующий сезон и за водохозяйственный год, р — обеспеченность стока в %, ф — отклонения от единицы орди­

ской кривой обеспеченности Фостера-Рыбкина, соответственно для годового стока и стока за лимитирующий сезон при обес­

178

Из выражения (20) можно видеть, что теоретически, при условии синхронности в колебаниях годового и сезонного стока, относительный (в % от годового) сток за лимитирующий сезон зависит от водности года, определяемой обеспеченно' стью р. Из того же выражения видно, что влияние водности года (р) сказывается тем сильнее, чем больше изменчивость годового стока (С*) и чем больше отклоняется от единицы коэффициент относительной изменчивости стока за водохозяй­ ственный год и за лимитирующий сезон (р).

При равенстве коэффициентов вариации годового и сезон­ ного стока коэффициент р= 1 и фр = ф'р при любых р, т. е.

179-

т. е. посезонное распределение стока не изменяется с водно­ стью года, что, однако, является редким частным случаем.

Графики, построенные на рис. 57 на основе таблиц Фосте­ ра-Рыбкина при наиболее часто встречающемся для рек Тянь-Шаня Су = 0,2, наглядно показывают, что теоретически отклонения относительного сезонного стока (wc ) от его сред­

него многолетнего значения (wc ) тем больше, при равных значениях обеспеченности годового стока, чем больше значе­ ния р отклоняются от единицы, т. е. чем больше (или меньше) изменчивость сезонного стока по сравнению с изменчивостью годового.

которой эти отклонения теоретически достигают максималь­ ных значений. Они показаны в зависимости от Cv и р. Из рис. 58 видно, что эти отклонения даже для очень маловодных лет (р = 95%) для значений р<1,6 не превосходят 22% и для значений р< 1,25 — 10%. Из рис. 57 следует, что для маловод­ ных лет с обеспеченностью до 75% эти отклонения не превы­ шают 10% при значениях р меньше 1,5—1,6. Аналогичная картина наблюдается для многоводных лет разной обеспечен­ ности, но соответствующие отклонения несколько меньше вследствие асимметричности кривых распределения стока.

Установив таким образом некоторые теоретические пред­ посылки, определяющие зависимость внутригодового (межсе­ зонного) распределения стока от водности года, а также связь

смотрению этих предпосылок и связей применительно к фак­ тическим данным по 40 рекам бассейна Сыр-Дарьи, для кото­ рых выполнен дальнейший анализ. Эти реки являются доста­ точно типичными для Средней Азии вообще, так как они пред­

ходимо особо подчеркнуть, что все вышеприведенные теоре­ тические зависимости выведены при условии полной синхрон­ ности многолетних колебаний годового и сезонного стока и при функциональной связи между значениями кг и кс. При отсутствии синхронности или при асинхронности колебаний

180