- •Инженерная гидрология (гидрологические расчеты) Методические указания
- •Введение
- •Общие положения
- •Задача 1 Анализ гидрологического ряда наблюдений
- •Указания к решению задачи
- •Задача 2 Вычисление расчетного расхода при достаточной продолжительности наблюдений
- •Указания к решению задачи
- •Задача 3 Удлинение недостаточного ряда наблюдений по данным рек-аналогов
- •Задача 4 Вычисление расчетных расходов воды при отсутствии данных наблюдений
- •Литература
- •Приложение 1 Варианты заданий к задачам 1…3. Ряды максимальных расходов Qi , м3/с
- •Приложение 2
- •Приложение 3
- •Приложение 4 Номограммы и таблицы к задачам 2 и 4
- •Ординаты кривых трёхпараметрического гамма-распределения [10]
- •Приложение 5
- •Оглавление
Задача 2 Вычисление расчетного расхода при достаточной продолжительности наблюдений
1. Определить статистические характеристики гидрологического ряда наблюдений за стоком воды в реке А.
2. Построить эмпирическую и теоретические (аналитические) кривые обеспеченности максимальных расходов воды.
3. Вычислить максимальный расход воды 1% вероятности превышения (обеспеченности) тремя методами: моментов, наибольшего правдоподобия и графоаналитическим.
Указания к решению задачи
Поведение случайных величин, которые составляют заданный гидрологический ряд наблюдений, можно охарактеризовать тремя параметрами:
- средним арифметическим значением;
- коэффициентом вариации;
- коэффициентом асимметрии.
Среднее арифметическое значение ряда:
(2)
где: Qi – максимальный расход весеннего половодья, м3/с;
n – количество членов ряда.
Коэффициенты вариации и асимметрии определяются в соответствии с СП 33-101-2003 тремя методами: моментов, наибольшего правдоподобия и графоаналитическим.
1. Метод моментов. Коэффициент вариации Сv характеризует меру изменчивости членов ряда относительно среднего арифметического значения и определяется по формуле (при Сv < 0.6):
, (3)
где Ki – частное от деления i-го члена ряда на среднее арифметическое этого ряда, т.е. .
Коэффициент асимметрии Сs характеризует отличие по величине и количеству положительных (больше средних) и отрицательных (меньше средних) отклонений от среднего арифметического значения ряда. Для симметричных рядов (нормальное распределение ежегодных вероятностей превышения значений ряда) эти отклонения повторяются одинаково часто, поэтому Cs = 0. Для несимметричных рядов Cs ≠ 0, а коэффициент асимметрии определяется по формуле (при Сs < 1,0):
(4)
Расчеты по определению статистических характеристик сводятся в табл. 3. В верхней строке этой таблицы указана точность, с которой необходимо определить соответствующие величины.
Для проверки правильности определения среднего значения сравниваем суммы положительных и отрицательных значений ∑(Ki - 1). Они должны отличаться один от другого не более чем на 5%.
2. Метод наибольшего правдоподобия. Для оценки коэффициентов вариации и асимметрии этим методом необходимо предварительно определить величины статистик:
(5)
Результаты расчета, необходимые для определения этих статистик, сводятся в табл. 3. По рассчитанным значениям статистик по одной из номограмм (прил. 4) определяют характеристики ряда: Cv, Cs/Cv и Cs.
3. После определения параметров статистического ряда этими методами, по таблицам прил. 4 находятся ординаты (модульные коэффициенты) теоретической (аналитической) кривой трехпараметрического гамма-распределения ежегодных вероятностей превышения значений гидрологической характеристики или кривой обеспеченности. По ним вычисляем максимальные расходы воды заданной обеспеченности Qр% = Кр% * Qср (табл. 4).
4. В задаче требуется построить эмпирическую и теоретические кривые обеспеченности.
Эмпирическую обеспеченность или ежегодную вероятность превышения гидрологических характеристик определяют по формуле:
, % (6)
где m – порядковый номер члена ряда, выстроенного в убывающем порядке (табл. 3).
Результаты расчета эмпирической обеспеченности приведены в табл. 3.
5. На клетчатках вероятности (рис. 4 или прил. 3) по данным табл.3 и 4 строим:
- эмпирическую кривую обеспеченности;
- теоретическую кривую обеспеченности (метод моментов);
- теоретическую кривую обеспеченности (метод наибольшего правдоподобия).
6. Графоаналитический метод. Ввиду того, что для вычисления коэффициента асимметрии с достаточной точностью требуется статистический ряд с числом членов более 100, его значения определяют, как правило, с большой погрешностью. Поэтому, в случае применения биномиальной кривой обеспеченности (при надлежащем обосновании) величину коэффициента асимметрии можно уточнить и определить Qр% графоаналитическим методом с использованием клетчаток вероятности ( рис. 4 или прил. 3).
Для этого по эмпирической кривой обеспеченности (рис. 4) определяется коэффициент скошенности:
S = (Q5 + Q95 - 2Q50) / (Q5 - Q95), (7)
где Q5%, Q50% и Q95% - величины расходов воды 5, 50 и 95% обеспеченности, устанавливаемые по эмпирической кривой (рис. 4).
Коэффициент асимметрии находим по прил.4 в зависимости от величины коэффициента скошенности S. Из этого приложения также выписываются значения коэффициентов Фостера: Ф50% и (Ф5% - Ф95%).
Среднее квадратическое отклонение будет равно:
σ' = (Q5 - Q95) / (Ф5 - Ф95) (8)
Уточненное значение средней величины ряда определим по формуле:
Qср’ = Q50% - Ф50% * σ’ (9)
Тогда коэффициент вариации:
Cv’ = σ’ / Qср’. (10)
Модульный коэффициент р% обеспеченности будет равен:
Кр% = Фр% * Сv’ + 1, (11)
где Фр% - коэффициент Фостера, определяемый по прил. 4 в зависимости от коэффициента асимметрии Cs и обеспеченности р%.
Искомый расчетный максимальный расход воды 1% обеспеченности равен:
Q1% = K1% * Qср’ (12)
Пример
Исходные данные:
Ряд наблюдений за максимальным расходом воды в реке А продолжительностью n =31 год для выбранного варианта (см. прил. 1).
1. Вычислим статистические характеристики ряда наблюдений, предварительно выполнив расчеты по форме табл.3
= 11378 / 31 = 367 м3/с.
+ ∑ (Кi - 1) = 3.26
- ∑ (Ki - 1) = - 3.25
Суммы положительных и отрицательных значений ∑(Ki – 1) отличаются менее чем на 5%.
а) метод моментов:
= 0.26
= = 0.059
б) метод наибольшего правдоподобия:
= - 0,016
= 0,015
По номограмме (прил. 4) определим:
Cv = 0.26, Cs / Cv = 0.4, Cs = (Cs/Cv) * Cv = 0.4 * 0.26 = 0.1
2. По таблицам прил. 4 определим ординаты теоретических кривых обеспеченности и величины максимальных расходов воды разной вероятности превышения (табл. 4). При Cs / Cv < 0.5 для определения ординат кривых обеспеченности используется таблица прил. 4 при Cs / Cv = 0.5.
Таблица 3
m |
Qi в убывав. порядке |
Ki |
Ki -1 |
(Ki-1)2 |
(Ki-1)3 |
p, % |
lg Ki |
Ki*lg Ki |
|
Точность |
0,01 |
0,01 |
0,001 |
0,0001 |
0,1 |
0,001 |
0,001 |
1 2 … … 30 31 |
576 526 …. … 200 185 |
1,57 1,43 … … 0,54 0,50 |
0,57 0,43 … … -0,46 -0,50 |
0,325 0,185 … … 0,212 0,250 |
0,1852 0,0795 … … -0,0973 -0,1250 |
3,1 6,3 … … 93,8 96,9 |
0,196 0,155 … … -0,268 -0,301 |
0,308 0,222 … … -0,145 -0,150 |
|
∑Qi= =11378 |
|
+ 3.26 - 3.25 |
∑ = =2.028 |
∑= =+0.0291 |
|
∑= = -0.475 |
∑= =0.451 |
Таблица 4
Ординаты теоретической кривой обеспеченности
максимальных расходов воды
а) метод моментов (Qср = 367 м3/с, Cv = 0,26, Cs = 0,059)
p, % |
0,1 |
1 |
5 |
10 |
25 |
50 |
75 |
95 |
Кр% |
1,80 |
1,60 |
1,41 |
1,32 |
1,16 |
1,0 |
0,83 |
0,59 |
Qр%, м3/с |
661 |
587 |
517 |
484 |
426 |
367 |
305 |
216 |
б) метод наибольшего правдоподобия (Qср = 367 м3/с, Cv = 0.26, Cs = 0,1)
p,% |
0,1 |
1 |
5 |
10 |
25 |
50 |
75 |
95 |
Кр% |
1,80 |
1,60 |
1,42 |
1,33 |
1,17 |
0,99 |
0,84 |
0,60 |
Qр%, м3/с |
661 |
587 |
521 |
488 |
429 |
363 |
308 |
220 |
3. На клетчатках вероятности (рис.4 или прил.3) по данным табл.3 и 4 строим (рис. 4):
- эмпирическую кривую обеспеченности;
- теоретическую кривую обеспеченности (метод моментов);
- теоретическую кривую обеспеченности (метод наибольшего правдоподобия).
Q
р, %
Рис.4 Кривые обеспеченности: (1 – эмпирическая, 2 – метод моментов, 3 – метод наибольшего правдоподобия).
4. Для определения Q1% графоаналитическим методом, используя построенную эмпирическую кривую обеспеченности (рис.4), устанавливаем величины расходов воды с вероятностью превышения 5, 50 и 95%:
Q5% = 542 м3/с, Q50% = 365 м3/с, Q95% = 200 м3/с.
Коэффициент скошенности:
S = (Q5% + Q95% - 2 * Q50%) / (Q5% - Q95%) =
= (542 + 200 – 2 * 365) / (542 – 200) = 0,035.
Коэффициент асимметрии и другие параметры определим по прил. 4: Cs = 0,11, Ф50% = -0,022, Ф5% - Ф95% = 3,28.
Среднее квадратическое отклонение равно:
σ’ = (Q5% - Q95%) / (Ф5% - Ф95%) =
= (542 – 200) / 3,28 = 104,3 м3/с.
Уточненное значение средней арифметической величины найдем по формуле: Qср’ = Q50% - Ф50% * σ’ = 365 + 0,022 * 104,3 = 367,3 м3/с.
Тогда, коэффициент вариации:
Cv’ = σ’ / Qср’ = 104,3 / 367,3 = 0,28.
Расчетный модульный коэффициент при р= 1% равен:
К1% = Ф1% * Сv’ + 1,
где Ф1% - коэффициент Фостера, определяемый по прил. 4 в зависимости от коэффициента асимметрии Cs = 0,11 и обеспеченности р = 1%. Ф1% = 2,40.
К1% = 2,40 * 0,28 + 1 =1,67.
Расчетный максимальный расход воды 1% обеспеченности, определенный графоаналитическим методом, равен:
Q1% = K1% * Qср’ = 1,67 * 367,3 = 613,4 м3/с.
5. Расчетный максимальный расход воды 1% обеспеченности, определенный методами моментов и наибольшего правдоподобия, составил 587 м3/с, что на 4,4 % меньше расхода, определенного графоаналитическим методом. Если нет надлежащего обоснования возможности применения биномиальной кривой обеспеченности, то окончательно в качестве расчетного максимального расхода принимаем наибольшее значение из вычисленных методами моментов и наибольшего правдоподобия. Таким образом, Q1% = 587 м3/c.