Файл: Практикум Составители Л. И. Шевелева, В. И. Максименко, А. Г. Голикова.docx

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 27.10.2023

Просмотров: 496

Скачиваний: 6

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

В соответствии с СП 33-101-2003 [5] эти параметры могут быть определены одним из следующих методов:

  1. методом приближенно наибольшего правдоподобия;

  2. методом моментов;

  3. графоаналитическим методом (допускается на начальных стадиях проектирования). При расчете методом приближенно наибольшего правдоподобия коэффициенты Сvи

Сsопределяются в зависимости от статистик 2 и 3, вычисляемых по формулам:



n





i1

2

lgki

(9)



n k





i1 i

3

lgki

(10)


где ki модульный коэффициент рассматриваемой гидрологической характеристики, определяемый по формуле:


Q
kiQi

0

, (11)

здесь Qi погодичные расходы имеющегося ряда наблюдений.

По полученным значениям статистик 2 и 3 по номограммам (прил. А) определяют коэффициент вариации Cvи отношение коэффициента асимметрии Сsк коэффициенту вариации Cs/Cv.

С целью практического применения кривой Пирсона III типа и кривых трехпараметрического гамма-распределения были составлены унифицированные таблицы определения теоретических значений модульных коэффициентов (прил. Б). С помощью этих таблиц по основным параметрам среднему значению, коэффициенту вариации Cvи коэффициенту асимметрии Cs– можно построить теоретическую кривую обеспеченности. После ее построения можно решить, как прямую задачу по определению величины расхода, так и обратную по определению вероятности превышения любого наблюденного расхода.

Вместе с тем по кривой обеспеченности среднегодовых расходов можно оценить и водность года при известном расходе. СП [5] рекомендует в зависимости от продолжительности ряда наблюдений выделять три или пять групп лет разной водности.

При периоде наблюдений n от 15 до 30 лет выделяют три группы лет: многоводные годы (P< 33,3%), средние по водности годы (33,3% ≤ ???? ≤ 66,7%) и маловодные годы (P > 66,7%). При продолжительности наблюдений более 30 лет выделяют пять групп: очень многоводные годы (P< 16,7%), многоводные годы (16,7% P < 33,3%), средние по водности годы (33,3% ≤ ???? ≤ 66,7%), маловодные годы (66,7% < ???? ≤ 83,3%) и очень маловодные годы (P> 83,3%).

Пример расчета Задача 3.1


Рассчитать эмпирическую обеспеченность ряда расходов и построить кривую обеспеченности. Наблюдения проводились 30 лет – с 1957 по 1986 гг. Исходные данные приведены в табл. 5.

Таблица 5

Ежегодные максимальные расходы за период 1957–1986 гг.

Годы

1957

1958

1959

1960

1961

1962

1963

1964

1965

1966

Qi

350

280

312

346

295

250

110

120

380

325




Годы

1967

1968

1969

1970

1971

1972

1973

1974

1975

1976

Qi

312

155

514

276

290

215

98,6

104

480

203




Годы

1977

1978

1979

1980

1981

1982

1983

1984

1985

1986

Qi

196

185

147

154

118

152

208

255

106

86,8

Расчет выполняют в форме, предложенной в табл. 3. В третьем столбце расходы располагают в убывающем порядке. После этого каждому расходу присваивают порядковый номер от 1 до 30 и по формуле (7) рассчитывают обеспеченность каждого расхода. Расчет

приведен в табл. 6. Для построения кривой необходимо знать модульные коэффициенты Кi


    1. i
      Qmax, i

Q0

, (12)

где Q0 средний многолетний расход заданного ряда, определяемый по формуле (5):


0
???? = 7023,4 = 234 м3/с.

30
Расчет координат эмпирической кривой обеспеченности


Таблица 6



Годы

Qmax, i,

м3/с

Qmax, i,

м3/с

убывающем порядке)


m

Pm100%

n 1

K Qmax,ii Q

0

1957

350

514

1

3,2

2,196

1958

280

480

2

6,5

2,050

1959

312

380

3

9,7

1,623

1960

346

350

4

12,9

1,495

1961

295

346

5

16,1

1,478

1962

250

325

6

19,4

1,388

1963

110

312

7

22,6

1,333

1964

120

312

8

25,8

1,333

1965

380

295

9

29,0

1,260

1966

325

290

10

32,3

1,239

1967

312

280

11

35,5

1,196

1968

155

276

12

38,7

1,179

1969

514

255

13

41,9

1,089

1970

276

250

14

45,2

1,068

1971

290

215

15

48,4

0,918

1972

215

208

16

51,6

0,888

1973

98,6

203

17

54,8

0,867

1974

104

196

18

58,1

0,837

1975

480

185

19

61,3

0,790

1976

203

155

20

64,5

0,662

1977

196

154

21

67,7

0,658

1978

185

152

22

71,0

0,649

1979

147

147

23

74,2

0,628

1980

154

120

24

77,4

0,513

1981

118

118

25

80,6

0,504

1982

152

110

26

83,9

0,470

1983

208

106

27

87,1

0,453

1984

255

104

28

90,3

0,444

1985

106

98,6

29

93,5

0,421

1986

86,8

86,8

30

96,8

0,371


Далее строят кривую эмпирической обеспеченности по данным пятого и шестого столбцов. Обычно на графике точки эмпирической кривой не соединяют линией. На эти точки накладывают теоретическую кривую после расчета ее координат.

График эмпирической кривой приведен на рис. 3.

2,50


2,00


1,50


1,00


0,50


0,00

0,0 10,0 20,0 30,0 40,0 50,0 60,0 70,0 80,0 90,0 100,0

Рис. 3. График эмпирической кривой

Задача 3.2


Построить теоретическую кривую обеспеченности и найти расход 1% вероятности превышения.

Расчет удобно выполнять в табличной форме. Для найденных по формуле (12)

модульных коэффициентов (они приведены в табл. 6) рассчитываем

lg ki, входящие в

формулу (9), и произведение

lg ki ki, входящие в формулу (10). Рассчитанные значения

записываем в столбцах3 и 4, как показано в табл. 7.

Для определения статистики 2

по формуле (9) надо просуммировать с учетом знаков

числа 3-го столбца и разделить на 29 (n = 30):

2 1,4909 30 1 0,0514 .

Аналогично суммируют значения 4о столбца и рассчитывают 3 :

3 1,413830 1 0,0487 .

На номограмме, приведенной в прил. А, по оси ординат показаны значения 2, по оси абсцисс – 3. На пересечении значений – 0,0514 и 0,0487 определяют точку О. От этой точки проводят вверх по ближайшей кривой линию до самой верхней огибающей, на которую нанесены значения коэффициента вариации Cvс точностью до 0,01. В данном примере коэффициент вариации Cv= 0,49. Чтобы определить соотношение Cs/Cv, надо провести из точки О линию (вправо, вдоль прямой) до крайней правой огибающей, на которой показаны соотношения Cs/Cvв виде Cs= n Cv.