ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 23.10.2024
Просмотров: 62
Скачиваний: 0
13.Михеева В. С. «Сельскохозяйственные микрорайоны Московского Заочья» Вопросы географии № 49, М. 1960 г.
14.Небольсин С. И. «Расчет влагооборота в Подмосковье», ж. «Ме теорология и гидрология» № 3, 1948 г.
15.Порубиновский А. М. «Почвы заокской части Серпуховского райо на, почвенно-эрозионные явления и меры борьбы с ними». Ученые записки МГТ1И нм. В. П. Потемкина т. XXXIX,' 1955 г.
16.Процеров А. В. «Аккумуляция почвой осадков холодного перио да на Еврол. части СССР. Вопросы географии № 7, 1948 г.
17. Районирование территории СССР по основным факторам эрозии.
Из д -ео «Наука». М., 1965 г.
18.Соболев С. С. «Развитие эрозионных процессов на территории
Европейской части СССР и борьба с ними», т. 1 АН СССР, М.-Л.,1948 г.
19.Смарагдов Д. Г. «Водоохранная роль леса» Тр. ВНИЛХ, 1939, в. 8.
20.Сенкевич А. А. «Экономическая эффективность полезащитного лесоразведения». Изд-по «Колос», М., 1964 г.
21.Сенкевич А. А. «Экономика защитного лесоразведения. М., «Лес ная промышленность», 1969 г.
22.Созыкин Н. Ф. «Гидрологическое значение лесной подстилки и физические свойства лесных почв». Сб., «Водный режим в лесах», в. 8,
1939 г.
23. Харитонов Т. А. «Противоэрозионная роль леса в свяяи с защи той рек». Сб. «Водный режим в лесах» в. 8, 1939 г.
24.Юрре Н. А., Смекаев Б. А. «Повышение продуктивности леса» М.-Л., 1957 г.
25.Федюкин Г. М. «Природа Каширского района Московской обла
сти И вопросы ее охраны)». Материалы |
МФ ГО СССР, |
«География |
||
Москвы и Подмосковья», в. 3, 1969 г. |
|
|
|
|
26. |
Федюкин Г. М. «Географический очерк Озерского района». Ма |
|||
териалы |
МФ ГО СССР «География Москвы и Подмосковья» |
в. 5, |
1971 г. |
|
27. |
Агроклиматический справочник по |
Московской области. Л., |
1954 г. |
|
28.Агроклиматический справочник но Московской области. Москов ский рабочий, 1967 г.
29.Материалы Московской областной селекционной станции.
I
В. Л. Блинова
ПЕРИОДЫ СХОДНОЙ ВОДНОСТИ НА РЕКАХ ПОДМОСКОВЬЯ
Циклические изменения водности рек являются одним из наиболее сложных вопросов современной гидрологии, бла годаря многообразию п сложности взаимодействия факто ров, их определяющих. Анализ достаточно. длинных рядов наблюдений за стоком позволяет выделить по меньшей мере три типа колебаний, накладывающихся друг на друга.
1. «Вековые» изменения водности, характер и продолжи тельность которых чаще всего удается установить только косвенными методами, поскольку существующих гидрологи ческих наблюдений для этой цели в большинстве случаев недостаточно.
2. «Впутривековые» колебания стока, иногда охватываю щие огромные территории в пределах целых материков или даже всего северного полушария (3, 4). Такого рода коле бания вызываются, повидимому, глобальными изменениями основных стокообразующих факторов — изменением солнеч ной активности, интенсивности общей циркуляции атмосфе ры и т. д. «Впутривековые» циклы колебаний стока удается достаточно четко выделить па наиболее длинных рядах наб людений за стоком (100—150 лет).
3. Помимо двух упомянутых типов колебания водности, па реках, имеющих невысокий коэффициент вариации стока, наблюдается отчетливая тенденция к образованию групп лет сходной (пониженной пли повышенной) водности. Эти короткоперноднческие колебания могут быть противоположны но знаку крупным изменениям стока, не нарушая общего ха рактера процесса изменения водности. Такого рода колеба ния стока охватывают обычно меньшие территории и даже в пределах одного крупного речного бассейна не всегда син хронны или хотя бы сиифазпы. Повидимому, образование сравнительно коротких групп лет сходной водности в боль шей мере определяется индивидуальными особенностями речных бассейнов — величиной запаса и скоростью сработ
ки грунтовых вод, естественной и искусственной .^регулиро ванное гыо поверхностного стока и т. д. Естественно предпо ложить, что эти особенности будут проявляться тем более ярко, чем, при прочих равных условиях, меньше площадь бассейна реки.
Основным препятствием к изучению циклических колеба ний стока является недостаточная длина рядов фактических наблюдении. Известно, что гидрологам редко приходится оперировать с рядами хотя бы столетней продолжительно сти. Поэтому основные работы посвященные изучению веко вых или впутривековых колебаний стока построены либо па материале наиболее длинных рядов наблюдений за сто ком крупных рек (1, 3, 4, 7), либо с помощью математиче ских моделей стоковых рядов. Существенным недостатком метода математического моделирования является, однако, весьма вероятное искажение сложной физической природы процесса образования стока. Поэтому до настоящего времени в гидрологии широко применяется метод у статистического расчета вероятности образования групп лет сходной водности (6), производимый на материале фактических наблюдений за стоком. Однако в этом случае предполагается, что сто ковые ряды представляют собой совокупность взаимно-не зависимых величин, т. е. водность предыдущего периода не влияет на водность последующего. Но в работах послед них лет (1 и 3) показано, что по крайней мере в зоне избы точного увлажнения, коэффициент корреляции между стоком смежных лет довольно высок. (Например, по (1) для р. Днепра у Смоленска при коэффициенте вариации Cv=0,27
коэффициент корреляции смежных лет гсиеЖн- — 0,27). Чем вы ше коэффициент гсмежи. тем, соответственно, больше отклоневияу в распределении ряда наблюдений по группам от за кономерностей распределения случайных величин: повышает ся вероятность возникновения длинных групп лет сходной водности при одновременном снижении вероятности появле ния коротких.
' Действительно, исследование относительно-длинных ря дов наблюдений за стоком Днепра н Волги (1 и 7) показа ло, что кривые распределения рядов наблюдений по груп пам по форме почти зеркально-противоположны кривым распределения случайных величин, т. е. вероятность возник новения коротких групп ниже, а длинных — значительно выше, чем это вытекает из предположения статистической независимости членов стокового ряда.
Из математической статистики известно, что элемент случайности в распределении тем выше, чем короче иссле
88
дуемая выборка (в нашем случае — чем короче ряд наблю дений за стоком). Поэтому небезинтересно проследить, со храняются ли закономерности, полученные в работах 1 и 7, на малых реках, со значительно меньшими площадями, бас сейнов, сравнительно короткими рядами наблюдений, но принадлежащих к тому же «волжскому» типу питания. Исследование закономерности распределения короткоперио дических колебаний стока на малых реках, помимо теорети ческого, представляет также и значительный хозяйственный интерес, поскольку роль малых рек в водоснабжении неук лонно возрастает. При постройке новых Москворецких водо хранилищ, и все более интенсивном использовании сущест вующих, особенно важными в водохозяйственном отношении являются именно моменты перехода от многоводных перио дов к маловодным, а также частота возникновения, продол жительность и суммарный дефицит водности последних. При сезонном регулировании стока, на которое рассчитаны Моск ворецкие водохранилища, даже один-два года низкой водно сти могут привести к существенным хозяйственным трудно стям. Поэтому для анализа распределения короткопериоди ческих колебаний стока были отобраны шесть рек Москов ской области, имеющих наиболее длинные ряды наблюдений: две с крупными водохранилищами (Истра у Павловской сло боды и Клязьма у Павлова Посада) и четыре с незарегулированным стоком (Ока у Каширы, Пахры и Макарова, Москва у Звенигорода и Воря с использованием наблюдений
по гидростворам -Каблуково |
и Мншиево). Данные |
по сто |
ку р. Москвы у Звенигорода |
были использованы |
только |
до 1959 г., т. е. до постройки Можайского водохранилища. Единичных пропуски в наблюдениях были восстановлены путем построения графиков связен среднегодового стока с
реками — аналогами |
(чаще всего — с одной |
из вышепере |
||||
численных рек). |
|
|
|
|
|
|
Параметры стока |
всех |
шести |
исследованных рек |
очень |
||
близки: коэффициент |
вариации среднегодового |
стока |
C v y |
|||
Клязьмы равен |
0,20, |
у Оки, Москвы, Истры и |
Бори — 0,24, |
|||
у Пахры --0,28. |
Модуль |
стока |
колеблется от |
5,4 л/с.ек/км2. |
||
до |
6,7 л/сек/км2. Продолжительность использованных наблю |
|
дений |
невелика: Клязьма—51 год, О ка—49 лет, Истра |
|
47 |
лет, |
Пахра —42 года, Москва —36 лет, Воря —33 года. |
Для того, чтобы установить, в какой мере распределение рядов наблюдений соответствует закону распределения слу чайных независимых величин, были рассмотрены два типа распределения: 1. Распределение, вычисленное на основе предположения, что 'колебания стока носят случайный ха
рактер, т. е. отсутствует по крайней мере внутривековая цик личность стока. В дальнейшем распределение этого типа мы будем называть теоретическим. 2. Реальное распределение членов стоковых рядов по группам сходной водности (т. е.
водности выше, или ниже какого-то заданного |
критерия). |
|||
Распределение этого типа назовем эмпирическим |
выше, |
что |
||
Если предположить, |
как 1 уже |
говорилось |
||
колебания стока носят |
случайный |
характер, т. |
е. что |
вод |
ность каждого года никак не зависит от водности предыду щего года или ряда лет, то объединение членов ряда в груп пы сходной водности подчиняется биноминальному закону распределения случайных величин ц может быть описано двумя параметрами: обеспеченностью стока «р» и продолжи тельностью группы п. Таким образом, мы имеем дело с дву мя вероятностными событиями: 1. каждый член ряда либо больше, либо меньше заданной обеспеченности «р», т. е. мо жет быть отнесен либо к маловодной, либо к многоводной категории лет: 2. все годы как моловодиой, так и многовод
ной категории |
объединяются |
в группы |
продолжительностью |
в 1, 2, 3... п лет. |
появления |
в составе стокового |
|
Тогда (по |
2) вероятность |
||
ряда группы, продолжительностью в п лет и |
обеспеченно |
стью большей или равной заданной, равна: |
|
v «p == (1 — p)2pn |
(1) |
Поскольку мы имеем дело с «полной системой событий», т. е. каждая группа лет ряда N имеет
0<р<1
и
1 < n < N
где N — полная длина ряда наблюдений, то вероятность воз никновения группы, с продолжительностью п лет и обеспе ченностью меньшей или равной заданной равна:
V'np = (l - Р ) п Р2 |
(2) |
Легко заметить, что при обеспеченности р=0,5, принятой за критерий раздела ряда на многоводную и маловодную кате гории лет формулы (1) и (2) примут одинаковый вид:
VnP-o s= 0 ,5 n+-* |
. |
, (3) |
Для того, чтобы подсчитать,, какая часть членов ряда (в до лях от единицы) войдет в группу, продолжительностью в
90