Курсовая работа - Определение емкости водохранилища. Построение кривых обеспеченности

Подождите немного. Документ загружается.

2.4 Определение кривой обеспеченности по методу

Фостера-Рыбкина

Для получения теоретических точек кривой обеспеченности следует

пользоваться таблицей Фостера — Рыбкина, в которой приведены

отклонения ординат кривой обеспеченности от середины Ф при Х

ср

=1 и

= 1.

Пользуясь таблицей, можно подсчитать значения модульных

коэффициентов по формуле

К = Ф· С

+ 1.

Затем определить значения расходов разной обеспеченности:

= К

∙Q

Все полученные данные сводят в таблицу 6.

Табл.6 Построение кривой обеспеченности по методу Фостера-Рыбкина

Продолжение табл.6

Р, % 0.01 0.05 1 3 5 10 15 20 25 30 40

4.50 3.88 3.59 2.58 2.02 1.73 1.32 0.82 0.64 0.48 0.20

-0.006

0.855 0.7372 0.6821 0.4902 0.3838 0.3287 0.2508 0.1558 0.1216 0.0912 0.0380

ФС

1.855 1.7372 1.6821 1.4902 1.3838 1.3287 1.2508 1.1158 1.1216 1.0912 1.038

КQ

3165.87 2964.83 2870.79 2543.28 2361.69 2267.65 2134.70 1904.30 1914.20 1862.32 1771.52

50 60 70 75 80 90 95 97 99 99.9

-0.006 -0.30 -0.56 -0.70 -0.85 -1.24 -1.53 -1.72 -2.06 -2.60

-0.0114 -0.057 -0.1064 -0.1330 -0.1615 -0.2356 -0.2907 -0.3268 -0.3914 -0.4940

0.9886 0.9430 0.8936 0.8670 0.8385 0.7644 0.7093 0.6732 0.6086 0.5060

1687.21 1609.39 1525.08 1479.68 1431.04 1304.58 1210.54 1148.93 1038.68 863.58

2.5 Корреляция. Вычисление связи между стоком

смежных лет

Природные гидрологические процессы обусловлены большим числом

факторов, поэтому полный учет их оказывается невозможным. В

гидрологических расчетах при установлении причинно-след ственных

связей среди множества факторов выделяют главные, вносящие основной

вклад в формирование изучаемого явления, которые и определяют

основной вид связи. Менее существенные факторы создают поле

рассеяния точек относительно кривых связей основных характеристик.

Например, высота весеннего половодья определяется не только запасами

воды в снеге, но и количеством весенних осадков, влажностью почвы в

предшествующий период времени, наличием ледяной корки на почве и т.

д. Так как учесть все эти факторы практически невозможно, зависимость

между максимальными уровнями воды половодья и запасами воды в

снеге имеет приближенный характер.

Как правило, в гидрологии связи, наблюдающиеся между гидро-

логическими явлениями, являются не функциональными, а корре-

ляционными (взаимосвязанными). При корреляционной зависимости

каждому значению независимой переменной х соответствует

бесчисленное множество значений другой величины у (функции),

описываемое условно кривой распределения. При функциональной

зависимости каждому значению аргумента х соответствует одно, вполне

определенное значение функции у.

При изучении гидрологических характеристик встречаются преи -

мущественно корреляционные зависимости, имеющие прямолинейный

характер, т. е. графически они выражаются прямыми линиями.

Количественная оценка степени связанности двух переменных

величин х и у характеризуется коэффициентом корреляции. Коэффициент

корреляции изменяется в пределах от —1 до +1. Положительное значение

коэффициента корреляции свидетельствует о прямой связи, когда обе

величины х и у возрастают или убывают одновременно. Отрицательное

значение коэффициента корреляции указывает на увеличение х при

уменьшении у и наоборот, что соответствует обратной связи.

Исследования показывают, что многолетние ряды годовых величин сто-

ка нельзя рассматривать как последовательность независимых случайных

величин. Отклонения от среднего многолетнего значения (нормы) в каждом

году коррелятивно связаны со стоком предшествующих лет. Причины этого

явления не раскрыты. Коэффициенты корреляции между величинами стока за

смежные и более отдаленные годы невелики, причем по мере удаления в

прошлое связь ослабевает.

Коэффициент корреляции определяется по формуле

 





)()(

))((

yyxx

r = 0.52

Годы Среднегодовой

расход

Дx = x

- x

Дy = y

- y

Дx

Дy

Дx·Дy

x y

1981 23.90 3.93 7.24 -12.42 52.42 154.26 -89.92

1982 3.93 8.55 -12.73 -7.80 162.05 60.84 99.29

1983 8.55 2.88 -8.11 -13.47 65.77 181.44 109.24

1984 2.88 1.60 -13.78 -14.75 189.89 217.56 203.26

1985 1.60 1.40 -15.06 -14.95 226.80 223.5 225.15

1986 1.40 3.20 -15.26 -13.15 232.87 172.92 200.67

1987 3.20 1.86 -13.46 -14.49 181.17 209.96 195.04

1988 1.86 4.55 -14.80 -11.80 219.04 139.24 174.64

1989 4.55 59.80 -12.11 43.45 146.65 1887.9 -526.18

1990 59.80 49.20 43.14 32.85 1861.06 1079.12 1417.15

1991 49.20 19.80 32.54 3.45 1058.85 11.90 112.26

1992 19.80 4.22 3.14 -12.13 9.86 147.14 -38.09

1993 4.22 10.00 -12.44 -6.35 154.75 40.32 78.99

1994 10.00 38.40 -6.66 22.05 44.36 486.20 146.85

1995 38.40 54.80 21.74 38.45 472.63 1478.40 835.90

1996 54.80 36.60 38.14 20.25 1454.66 410.06 772.34

1997 36.60 6.44 19.94 -9.91 397.6 98.21 -197.61

1998 6.44 16.80 -10.22 0.45 104.45 0.20 -4.60

1999 16.80 4.52 0.14 -11.83 0.02 139.95 -1.66

2000 4.52 15.10 -12.14 -1.25 147.38 1.56 15.18

2001 15.10 20.30 -1.56 3.95 2.43 15.6 -6.16

2002 20.30 6.78 3.64 -9.57 13.25 91.58 34.83

2003 6.78 5.23 -9.88 -11.12 97.61 123.65 109.86

2004 5.23 -11.43 130.64

Табл.7 Выявление связи между стоком смежных лет

∑ +169.66 +164.90 7425.91 7371.51 +4730.65

-169.64 -164.99 -864.22

Библиографический список

1. Г.Н. Смирнов, Е.В. Курлович, И.А. Витрешко и др. Гидрология,

гидротехнические сооружения: Учеб. для вузов. М.: Высш. шк., 1988

2. М.Н. Грацианский Инженерная гидрология и гидрометрия. М.: Высш.

шк., 1966