Методи оцінювання норми стоку

У практиці використовують такі (наближені) методи оцінювання норм стоку:

– за ізолініями – на географічних картах регіонів вказані лінії, що побудовані за багаторічний термін спостережень;

– за емпіричними залежностями – вони ґрунтуються на зв’язку стоку з опадами та випаровуванням (або на зв’язку між опадами та коефіцієнтом стоку):

Y₀ = x₀ – z₀,

де Y₀ – норма стоку, мм; x₀ – норма опадів (або середньорічна кількість опадів), мм; z₀ – норма випаровування (або середньорічна кількість води, що випаровується з басейну), мм.

Норму опадів для рівнинних басейнів визначають за довідником про водні ресурси, а норму випаровування – за картами, наведеними у спецлітературі з питань проектування гідроелектростанцій.

Розподіл багаторічних спостережень не дає достатньої достовірності про найбільші та найменші значення річного стоку. Для цього використовують аналіз кривих залежності модульного коефіцієнта від забезпеченості (тривалості) витрат річки. Підрахунок відсотка забезпеченості річного стоку за кожний рік спостережень проводиться за таким виразом:

де Р – відсоток забезпеченості річного стоку за кожний рік спостережень; m – порядковий номер члена ряду у разі розміщення у спадному порядку; n – кількість усіх членів ряду.

У практичних розрахунках користуються не самою кривою, а таблицею, складеною за нею (табл. 4.1). Для визначення ординат кривої забезпечення потрібно знати три числові параметри:

– норму стоку (Y₀);

– коефіцієнт варіації (c_v) – відношення середньоквадратичного відхилення до середньоарифметичного значення ряду Y:

де k = Y_i / Y₀ – модульний коефіцієнт;

– коефіцієнт асиметрії (c_s), що характеризує амплітуду коливань значень стоку в певних спостереженнях:

Цей коефіцієнт має стійке значення вже під час аналізу спостережень за 10–20 років. У разі короткотермінових спостережень його значенням беруть c_s =2c_v.

Для переходу від табличних значень до інших користуються таким співвідношенням:

k = Фc_v + 1,

де Ф – відхилення ординат кривої забезпеченості за табл. 4.1; c_v – обчислений коефіцієнт варіації для цього ряду.

Отже, побудова кривої забезпеченості проводиться у такому порядку:

1. Визначають величину річних витрат із площі водозбору Q₀.

2. Обчислюють модульний коефіцієнт за всі роки спостережень k.

3. Розміщують модульні коефіцієнти у зростаючому (або спадному) порядку і обчислюють: (k – 1)(k – 1)²та (k – 1)³ до третього десяткового значення (перевірка: ).

4. Визначають коефіцієнт варіації.

5. За табл. 4.1. визначають коефіцієнт асиметрії для різних значень забезпеченості.

6. Приводять отримані дані за табл. 4.1 до реальних значень величини модульних коефіцієнтів для років різної забезпеченості.

Якщо немає даних спостережень за стоком або їх нетривалістю (менше 10 років), значення коефіцієнта варіації визначають за наближеним виразом:

де М₀ – норма стоку; F – площа водозбору.

Значення с_s приймають із відношення c_s =2c_v.

Таблиця 4.1. Відхилення ординат кривих забезпеченості від середини (від 0,1) залежно від значень

коефіцієнта асиметрії c_s за коефіцієнта варіації c_v = 1

Коефіцієнт асиметрії	Імовірність повторення або забезпеченості, %
0,1																		99,9
0,0	3,09	2,33	1,88	1,64	1,28	0,84	0,67	0,52	0,25	0,0	–0,25	–0,52	–0,67	–0,84	–1,28	–1,64	–1,88	–2,33	–3,09
0,1	3,23	2,4	1,92	1,67	1,29	0,84	0,66	0,51	0,24	–0,02	–0,27	–0,53	–0,68	–0,85	–1,27	–1,61	–1,84	–2,25	–2,95
0,2	3,38	2,47	1,96	1,7	1,3	0,83	0,65	0,5	0,22	–0,03	–0,28	–0,55	–0,69	–0,85	–1,26	–1,58	–1,79	–2,18	–2,81
0,3	3,52	2,54	2,0	1,72	1,31	0,82	0,64	0,48	0,2	–0,05	–0,3	–0,56	–0,7	–0,85	–1,24	–1,55	–1,75	–2,1	–2,67
0,4	3,66	2,61	2,04	1,75	1,32	0,82	0,63	0,47	0,19	–0,07	–0,31	–0,57	–0,71	–0,85	–1,23	–1,52	–1,7	–2,03	–2,54
0,5	3,81	2,68	2,08	1,77	1,33	0,81	0,62	0,46	0,17	–0,08	–0,33	–0,58	–0,71	–0,85	–1,22	–1,49	–1,66	–1,96	–2,4
0,6	3,96	2,75	2,12	1,8	1,33	0,8	0,61	0,44	0,16	–0,1	–0,34	–0,59	–0,72	–0,85	–1,2	–1,45	–1,61	–1,88	–2,27
0,7	4,1	2,82	2,15	1,82	1,33	0,79	0,59	0,43	0,14	–0,12	–0,36	–0,6	–0,72	–0,85	–1,18	–1,42	–1,57	–1,81	–2,14
0,8	4,24	2,89	2,18	1,84	1,34	0,78	0,58	0,41	0,12	–0,13	–0,37	–0,6	–0,73	–0,86	–1,17	–1,38	–1,52	–1,74	–2,02
0,9	4,38	2,96	2,22	1,86	1,34	0,77	0,57	0,4	0,11	–0,15	–0,38	–0,61	–0,73	–0,85	–1,15	–1,35	–1,47	–1,66	–1,9
1,0	4,53	3,02	2,25	1,88	1,34	0,76	0,55	0,38	0,09	–0,16	–0,39	–0,62	–0,73	–0,85	–1,13	–1,32	–1,42	–1,59	–1,79
1,1	4,67	3,09	2,28	1,89	1,34	0,74	0,54	0,36	0,07	–0,18	–0,41	–0,62	–0,74	–0,85	–1,1	–1,28	–1,38	–1,52	–1,68
1,2	4,81	3,15	2,31	1,91	1,34	0,73	0,52	0,35	0,05	–0,19	–0,42	–0,63	–0,74	–0,84	–1,08	–1,24	–1,33	–1,45	–1,58
1,3	4,95	3,21	2,34	1,92	1,34	0,72	0,51	0,33	0,04	–0,21	–0,43	–0,63	–0,74	–0,84	–1,06	–1,2	–1,28	–1,38	–1,48
1,4	5,09	3,27	2,37	1,94	1,34	0,71	0,49	0,31	0,02	–0,22	–0,44	–0,64	–0,73	–0,83	–0,04	–1,17	–1,23	–1,32	–1,39
1,5	5,23	3,33	2,39	1,95	1,33	0,69	0,47	0,3	0,0	–0,24	–0,45	–0,64	–0,73	–0,82	–1,02	–1,13	–1,19	–1,26	–1,31
1,6	5,37	3,39	2,42	1,96	1,33	0,68	0,46	0,28	–0,02	–0,25	–0,46	–0,64	–0,73	–0,81	–0,99	–1,1	–1,14	–1,2	–1,24
1,7	5,5	3,44	2,44	1,97	1,32	0,66	0,44	0,26	–0,03	–0,27	–0,47	–0,64	–0,72	–0,81	–0,97	–1,06	–1,1	–1,14	–1,17
1,8	5,64	3,5	2,46	1,98	1,32	0,64	0,42	0,24	–0,05	–0,28	–0,48	–0,64	–0,72	–0,8	–0,94	–1,02	–1,06	–1,09	–1,11
1,9	5,77	3,55	2,49	1,99	1,31	0,63	0,4	0,22	–0,07	–0,29	–0,48	–0,64	–0,72	–0,79	–0,92	–0,98	–1,01	–1,04	–1,05
2,0	5,91	3,6	2,51	2,0	1,3	0,61	0,39	0,2	–0,08	–0,31	–0,49	–0,64	–0,71	–0,78	–0,9	–0,95	–0,97	–0,99	–1,0
2,2	6,2	3,7	2,48	2,01	1,28	0,58	0,37	0,17	–0,11	–033	–0,49	–0,63	–0,69	–0,75	–0,85	–0,9	–0,9	–0,9	–0,91
2,4	6,47	3,78	2,49	2,01	1,25	0,54	0,33	0,13	–0,14	–0,35	–0,5	–0,62	–0,66	–0,71	–0,79	–0,82	–0,82	–0,83	–0,83
2,6	6,73	3,87	2,5	2,01	1,23	0,51	0,31	0,1	–0,17	–0,37	–0,5	–0,6	–0,64	–0,98	–0,74	–0,76	–0,76	–0,77	–0,77
2,8	6,99	3,95	2,51	2,02	1,2	0,47	0,26	0,06	–0,2	–0,38	–0,5	–0,59	–0,62	–0,65	–0,7	–0,71	–0,71	–0,71	–0,71
3,0	7,25	4,02	2,52	2,02	1,18	0,42	0,25	0,03	–0,23	–0,4	–0,5	–0,57	–0,6	–0,62	–0,65	–0,66	–0,66	–0,67	–0,67

Внутрішньорічний розподіл стоку, залежний від кліматичних умов, для макрорегіонів країни наведено у табл. 4.2. Він служить для розрахунків, якщо немає інформації про конкретний об’єкт. У табл. 4.3 наведено наближену величину питомих максимальних витрат від весняних паводків. Для отримання розрахункової величини потрібно табличні дані помножити на площу водозбору. Максимальні літньо-осінні дощові паводки значно нижчі від весняних.

Читайте також:

<== попередня сторінка	\|	наступна сторінка ==>
Основні показники гідрологічних розрахунків	\|	Визначення об’єму водосховища

Не знайшли потрібну інформацію? Скористайтесь пошуком google:

Генерація сторінки за: 0.21 сек.