Рассматриваются данные наблюдений за максимальным расходом воды весеннего половодья р. Белой у г. Уфы с 1878 по 1964 г. (исходные данные приведены в таблице А.4). Требуется вычислить расчетные максимальные расходы воды различной вероятности превышения в этом створе с помощью усеченного гамма-распределения.
По верхней половине ряда, расположенного в убывающем порядке, вычисляют среднее по формуле (5.41) и статистику по формуле (5.43). Подготовительные вычисления приведены в таблице А.5.
м3/с; (А.5)
. (A.6)
По полученному значению = -0,0176 в соответствии с приложением Б, таблица Б.5 находят значение коэффициента изменчивости = 0,52.
Зная среднее и определив по вычисленному значению Сv функцию φ (Сv), находим с помощью приложения Б, таблица Б.4 значение среднего :
= φ (Сv) = 8132 × 0,715 = 5814 м3/с.
По полученным параметрам Q = 5814 м3/с и = 0,52, используя таблицу ординат гамма-распределения, строят верхнюю часть распределения - усеченное распределение (рисунок А.4). Как следует из рисунка А.4, аналитическая кривая соответствует эмпирическим точкам.
|
|
Таблица А.4- Максимальные расходы воды весеннего половодья Xi р. Белой у г. Уфы
Год | Xi ,м3/с | Год | Xi ,м3/с |
(16200) | |||
(3110) | |||
Среднее |
Таблица А5- Расчет параметров усеченного гамма-распределения по данным наблюдений за максимальными расходами воды р. Белой у г. Уфы
Xi , м3/с (из таблицы А.4) | Год | Xi / | ln Xi / |
1,992 | 0,29929 | ||
1,697 | 0,22968 | ||
1,599 | 0,20385 | ||
1,525 | 0,18327 | ||
1,414 | 0,15045 | ||
1,402 | 0,14674 | ||
1,377 | 0,13893 | ||
1,251 | 0,09726 | ||
1,208 | 0,08207 | ||
1,188 | 0,07482 | ||
1,178 | 0,07115 | ||
1,173 | 0,06930 | ||
1,077 | 0,03222 | ||
1,060 | 0,02531 | ||
1,035 | 0,01494 | ||
1,023 | 0,00988 | ||
1,006 | 0,00260 | ||
0,989 | ,99520 = -0,00480 | ||
0,979 | ,99078 = -0,00922 | ||
0,930 | ,96848 = -0,03152 | ||
0,892 | ,95036 = -0,04964 | ||
0,888 | ,94841 = -0,05159 | ||
0,873 | ,94101 = -0,05899 | ||
0,869 | ,93902 = -0,06098 | ||
0,863 | ,93601 = -0,06399 | ||
0,849 | ,92891 = -0,07109 | ||
0,846 | ,92737 = -0,07263 | ||
0,836 | ,92221 = -0,07779 | ||
0,799 | ,90255 = -0,09745 | ||
0,758 | ,87967 = -0,12033 | ||
0,758 | ,87967 =- 0,12033 | ||
0,753 | ,87680 =- 0,12320 | ||
0,748 | ,87390 = -0,12610 | ||
0,743 | ,87099 = -0,12610 | ||
0,738 | ,86806 = -0,13194 | ||
0,738 | ,86806 = -0,13194 | ||
0,729 | ,86273 = -0,13727 | ||
0,721 | ,85794 = -0,14206 | ||
0,710 | ,85126 = -0,14874 | ||
0,706 | ,84880 = -0,15120 | ||
0,706 | ,84880 = -0,15120 | ||
0,687 | ,83696 = -0,16304 | ||
0,687 | ,83698 = -0, 16304 | ||
-0,75733 | |||
Σ 349660 |
|
|
Гамма-распределение: 1 - полное; 2 - усеченное
Рисунок А.4 - Совмещенные кривые распределения вероятностей превышения максимальных расходов весеннего половодья р. Белой у г. Уфы (1878 - 1964 гг.)
А.8 Пример приведения к многолетнему периоду ряда и параметров распределения годового стока р. Сьежа - д. Стан по методике, основанной на одновременном использовании и на различных временных этапах нескольких пунктов-аналогов
По ряду р. Сьежа - д. Стан (площадь водосбора равна 407 км2) имеются наблюдения за 1971 - 1992 гг. (n = 22 года). Для приведения ряда к многолетнему периоду выбраны семь предполагаемых аналогов, имеющих различные периоды наблюдений. Так как многочисленные практические расчеты показали, что число одновременно используемых статистически значимых и устойчивых уравнений не превышает трех, перебор расчетных уравнений регрессии, отвечающих требованиям условий (6.1), начинают с одновременного использования трех аналогов. Индексы при значениях q соответствуют номеру аналога согласно таблице А.6. Сведения о предполагаемых аналогах приведены в таблице А.6.
Таблица А.6
Номер аналога | Река-пункт | Площадь водосбора, км2 | Число лет наблюдений |
р. Волчина - с. Волчинское лесничество | |||
р. Меглинка - с. Русское Пестово | |||
р. Кобожа - с. Мошеник | |||
р. Молога - с. Спас-Забережье | |||
р. Тихвинка - д. Горелуха | |||
р. Мета - с. Березовский рядок | |||
р. Волга - г. Старица |
Согласно условиям (6.1) не прошло ни одного уравнения с одновременно используемыми тремя аналогами. С использованием двух аналогов рассчитаны два уравнения, отвечающие этому условию. В данном случае R кр назначено равным 0,60. По уравнению q = -1,08 + 0,92 q 1 + 0,51 q 3 с R = 0,96 и со средней квадратической погрешностью расчета погодичных значений модулей годового стока, равной 0,85 л/с × км2, восстановлено 17 членов ряда (1954 - 1970 гг.). Объем эквивалентно-независимой информации для среднего равен 14 лет, для дисперсии - 12,3 года. По уравнению q = -1,17 + 0,78 q 3 + 0,70 q 4 с R = 0,93 и со средней квадратической погрешностью расчета погодичных значений модулей годового стока, равной 1,08 л/с × км2, восстановлено 18 членов ряда (1935 - 1939, 1941 - 1953 гг.). Объем эквивалентно-независимой информации для среднего равен 13,1 года, для дисперсии - 10,6 лет.
При восстановлении погодичных значений модулей стока использованы уравнения с одним аналогом соответственно с меньшим коэффициентом корреляции, чем предыдущие. По уравнению q = -0,59 + 1,30 q 3 с коффициентом корреляции, равным 0,90, и со средней квадратической погрешностью 1,26 л/с × км2 восстановлен модуль годового стока за 1940 год, что соответствует объему эквивалентно-независимой информации по среднему - 0,8 года, а по дисперсии - 0,6 года. По уравнению q = 1,19 + 1,15 q 4 с коэффициентом корреляции 0,84 и со средней квадратической погрешностью 1,58 л/с × км2 восстановлен сток за 1933, 1934 годы, что соответствует объему эквивалентно-независимой информации соответственно для среднего значения и дисперсии 1,3 и 1,0 лет. По уравнению q = -2,08 + 0,59 q 5 + 0,61 q 7 с коэффициентом корреляции 0,78 и со средней квадратической погрешностью 1,85 л/с × км2 восстановлены модули годового стока за 42 года (1891 - 1932 гг.). Объем независимо-эквивалентной информации для среднего значения равен 12,6 лет, а для дисперсии 6,7 лет. По уравнению q = -0,44 + 0,88 q 5 с коэффициентом корреляции 0,68 и со средней квадратической погрешностью 2,15 л/с × км2 восстановлены модули годового стока за 1882 - 1890 годы. Объем эквивалентно-независимой информации составил соответственно 2,9 и 1,4 года. Сведения об уравнениях регрессии и их параметрах приведены в таблице А.7.
|
|
Таким образом, восстановлены модули годового стока р. Сьежа - д. Стан за период 1882- 1970 годы. Вместе с наблюденными данными имеем период 111 лет, что соответствует объему эквивалентно-независимой информации для среднего значения 66,7 лет, а для дисперсии - 54,6 лет. По ряду, приведенному к многолетнему периоду (таблица А.8), рассчитывают параметры распределения согласно разделу 5.
Таблица А.7- Сведения об уравнениях, по которым восстановлены значения стока р. Сьежа д. Стан
Уравнения регрессии, по которым восстановлены модули годового стока | Годы, по которым восстановлены модули годового стока | Коэффициенты парной корреляции | R | σ R | N восст | N э q | N эσ | ||
q = -1,08 + 0,92 q 1 + 0,51 q 3 | 1954 - 1970 | 0,94 | 0,91 | 0,86 | 0,96 | 0,02 | 14,0 | 12,3 | |
q =-1,17 + 0,78 q 3 + 0,70 q 4 | 1935 - 1939, 1941 - 1953 | 0,91 | 0,88 | 0,85 | 0,93 | 0,05 | 13,1 | 10,6 | |
q = -0,59 + 1,30 q 3 | 0,90 | 0,05 | 0,8 | 0,6 | |||||
q = 1,19 + 1,15 q 4 | 1933, 1934 | 0,84 | 0,07 | 1,3 | 1,0 | ||||
q = -2,08 + 0,59 q 5+0,6 q 7 | 1891 - 1932 | 0,68 | 0,67 | 0,51 | 0,78 | 0,10 | 12,6 | 6,7 | |
q = -0,44 + 0,88 q 5 | 1882 - 1890 | 0,68 | 0,13 | 2,9 | 1,4 | ||||
Объем эквивалентно-независимой информации для всего ряда равен | 66,7 | 54,6 |
Таблица А.8 - Восстановленные и наблюденные значения модулей годового стока (q,л/с ×км2) р. Сьежа - д. Стан
Год | q,л/с × км2 | Год | q,л/с × км2 | Год | q,л/с × км2 | Год | q,л/с × км2 | Год | q,л/с × км2 |
2,99 | 10,8 | 11,0 | 8,96 | 6,28 | |||||
5,73 | 7,26 | 7,54 | 11,8 | 5,95 | |||||
6,48 | 6,79 | 6,54 | 14,1 | 8,27 | |||||
5,73 | 13,2 | 7,76 | 8,02 | 13,0 | |||||
2,99 | 8,91 | 10,2 | 14,6 | 11,7 | |||||
6,61 | 5,60 | 8,91 | 10,4 | 8,70 | |||||
10,7 | 8,06 | 8,26 | 13,7 | 9,15 | |||||
8,11 | 5,04 | 12,7 | 13,6 | 11,3 | |||||
5,05 | 5,85 | 7,51 | 9,55 | 8,18 | |||||
2,84 | 6,25 | 3,66 | 6,69 | 9,78 | |||||
7,61 | 8,17 | 4,74 | 10,1 | 12,0 | |||||
7,41 | 9,36 | 3,15 | 11,4 | 9,15 | |||||
14,4 | 9,46 | 3,60 | 4,58 | 9,01 | |||||
9,51 | 10,0 | 6,53 | 5,47 | 10,4 | |||||
7,15 | 5,59 | 8,04 | 8,37 | 8,48 | |||||
3,95 | 3,18 | 5,95 | 12,9 | 8,45 | |||||
7,69 | 2,71 | 3,88 | 7,97 | 13,6 | |||||
12,6 | 7,88 | 5,54 | 9,13 | 10,7 | |||||
7,94 | 9,79 | 7,86 | 7,96 | 5,65 | |||||
7,06 | 7,69 | 8,49 | 7,14 | ||||||
12,5 | 6,88 | 6,95 | 3,77 | ||||||
13,0 | 9,20 | 5,80 | 3,12 | ||||||
6,83 | 9,28 | 8,55 I | 3,78 |
|
|