книги / Переходы через водотоки
..pdfРис. VI-8. Кривые распределения, проведенные по эмпирическим точкам:
1 —• Х ор; 2 — З е я , н и ж н е е т е ч ен и е ; 3 — А м ур ; 4 — Ш и л к а; 5 — С е л е м д ж а ; 6 — Б е л а я ; 7 — М о ск в а; 8 — Ч у со в а я ; 9 — Д н е п р ; /0 — С о ж ; 11 — В о л г а
Ниже приведен пример определения Cv по 25-летнему ряду на блюдений на р. Оке у г. Орла.
В табл. VI-4 (графы 1—3) помещены данные для расчета. Определяем
16700 |
находим К |
О/ |
т-, |
( К — 1)2 = 6,70, |
тогда |
Оср = — ^ — = 668 м Щ сек\ |
= — |
и у |
|||
2 5 |
|
ООо |
|
|
|
2 К =^п—2Ъ (графа 4) и сумма |
К — 1 = 0 |
(графа 5), |
что является и |
проверкой |
|
арифметических действий. |
|
|
|
|
|
111
N° и, п |
Год |
Q, |
/м ь \ с е к |
Т а б л и ц а VI-4
Без удлинения ряда |
Удлинение |
ряда |
номера удли |
|
||
Q Cp = |
668 м ь\ с е к |
QCp = |
685 |
м ъ\с е к |
|
вп, % |
|
|
|
|
|
Новые после нения |
|
К |
К - 1 ( К - 1 ) 2 |
К |
К - 1 |
|
|
1 |
1942 |
1 56 0 |
2 , 3 4 |
1 , 3 4 |
1 ,8 0 |
2 , 2 8 |
1 ,2 8 |
1 , 6 4 |
3 , 3 |
4 , 0 |
|
2 |
1947 |
1 |
400 |
2 , 1 0 |
1 ,1 0 |
1 ,2 1 |
2 , 0 4 |
1 , 0 4 |
1 ,0 9 |
7 |
8 , 5 |
3 |
1946 |
1 2 0 0 |
1 , 7 8 |
0 , 7 8 |
0 , 6 2 |
1 , 7 5 |
0 , 7 5 |
0 , 5 7 |
10 |
12 |
|
4 |
1952 |
1 |
100 |
1 ,6 5 |
0 , 6 5 |
0 , 4 2 |
1 ,6 1 |
0 , 6 1 |
0 , 3 7 |
12 |
14 |
5 |
1963 |
1 |
000 |
1 ,4 9 |
0 , 4 9 |
0 , 2 4 |
1 , 4 6 |
0 , 4 6 |
0 , 2 1 |
15 |
16 |
6 |
1951 |
1 000 |
1 ,4 9 |
0 , 4 9 |
0 , 2 4 |
1 ,4 6 |
0 , 4 6 |
0 , 2 4 |
18 |
22 |
|
7 |
1964 |
|
860 |
1 ,2 8 |
0 , 2 8 |
0 , 0 8 |
1 ,2 6 |
0 , 2 6 |
0 , 1 7 |
21 |
25 |
8 |
1954 |
|
660 |
0 , 9 2 |
0 , 0 2 |
0 |
0 , 9 7 |
0 , 0 3 |
0 |
2 6 |
31 |
9 |
1955 |
|
630 |
0 , 9 4 |
0 , 0 6 |
0 |
0 , 9 2 |
0 , 0 8 |
0 , 0 1 |
30 |
3 6 |
10 |
1953 |
|
620 |
0 , 9 2 |
0 , 0 8 |
0 ,0 1 |
0 ,9 1 |
0 , 0 9 |
0 , 0 1 |
33 |
40 |
11 |
1948 |
|
580 |
0 , 8 7 |
0 , 1 3 |
0 , 0 2 |
0 , 8 5 |
0 , 1 5 |
0 , 0 2 |
35 |
4 2 |
12 |
1962 |
|
580 |
0 , 8 7 |
0 , 1 3 |
0 , 0 2 |
0 , 8 5 |
0 , 1 5 |
0 , 0 2 |
40 |
4 9 |
13 |
1960 |
|
560 |
0 , 8 4 |
0 , 1 6 |
0 , 0 3 |
0 , 8 2 |
0 , 1 8 |
0 , 0 3 |
4 3 |
5 2 |
14 |
1966 |
|
530 |
0 , 7 9 |
0 , 2 1 |
0 , 0 4 |
0 , 7 8 |
0 , 2 2 |
0 , 0 5 |
4 6 |
59 |
15 |
1944 |
|
530 |
0 , 7 9 |
0 ,2 1 |
0 , 0 4 |
0 , 7 8 |
0 , 2 2 |
0 , 0 5 |
4 9 |
59 |
16 |
1959 |
|
520 |
0 , 7 8 |
0 , 2 2 |
0 , 0 5 |
0 , 7 6 |
0 , 2 4 |
0 - 0 5 |
5 3 |
6 4 |
17 |
1945 |
|
520 |
0 , 7 8 |
0 , 2 2 |
0 , 0 5 |
0 , 7 6 |
0 , 2 4 |
0 , 0 5 |
5 6 |
67 |
18 |
1956 |
|
4 5 0 |
0 , 6 7 |
0 , 3 3 |
0 ,1 1 |
0 , 6 5 |
0 , 3 5 |
0 , 1 2 |
60 |
72 |
19 |
1958 |
|
4 4 0 |
0 , 6 6 |
0 , 3 4 |
0 , 1 2 |
0 , 6 4 |
0 , 3 6 |
0 , 1 3 |
62 |
75 |
20 |
1957 |
|
4 2 0 |
0 , 6 3 |
0 , 3 7 |
0 , 1 4 |
0 , 6 2 |
0 , 3 8 |
0 , 1 5 |
66 |
79 |
21 |
1949 |
|
400 |
0 , 6 0 |
0 , 4 0 |
0 , 1 6 |
0 , 5 9 |
0 ,4 1 |
0 , 1 7 |
69 |
83 |
22 |
1950 |
|
300 |
0 , 4 5 |
0 , 5 5 |
0 , 3 0 |
0 , 4 4 |
0 , 5 6 |
0 , 3 2 |
7 3 |
88 |
2 3 |
1943 |
|
29 0 |
0 , 4 3 |
0 , 5 7 |
0 , 3 2 |
0 , 4 3 |
0 , 5 7 |
0 , 3 2 |
76 |
81 |
2 4 |
1961 |
|
280 |
0 , 4 2 |
0 , 5 8 |
0 , 3 3 |
0 , 4 1 |
0 , 5 9 |
0 , 3 5 |
79 |
94 |
25 |
1965 |
|
270 |
0 , 4 0 |
0 , 6 0 |
0 , 3 6 |
0 , 3 9 |
0 , 6 1 |
0 , 3 7 |
83 |
100 |
/ 2 - 2 5 |
— |
16 700 |
25 |
0 |
6 , 7 0 |
— |
— |
7 , 5 2 |
— |
— |
|
п — 83 |
1908 |
2 1 0 0 |
— |
— |
— |
3 , 0 8 |
2 , 0 8 |
4 , 4 0 |
1 |
1 , 2 |
При рассмотрении ряда расходов может возникнуть вопрос, ка кая вероятность превышения первого члена ряда. Если учитывать только длину ряда, равную п, то, очевидно, вероятность превыше ния первого члена ряда равна 1 : п. При расстановке членов ряда
по ранжиру (рис. VI-9) видно как бы несоответствие очень редких расходов остальным расходам.
Возникает предположение, что вероятность превышения расхо дов более редкая и что она принадлежит к более длинному ряду, чем п лет.
В 1921 г. инж. Хазен (США) предложил для определения ве роятности первого и второго (а иногда третьего и четвертого) чле нов ряда принимать длину ряда, равную 2п. Им предложена фор
мула
ВП = |
N — 0,5 |
100% , |
|
|
п |
где N — номер члена ряда по ранжиру; п — число членов ряда.
112
JO |
1 |
|
JO |
Асимметрий |
|
|
ti!=10100 м3/сек |
|
|
|
|
|
^ |
_______ |
|
м Т Т Ш Ш г п т т т л |
|
|
FxJcjqOJc.JIJJOc......... |
|
|
SO% |
100% |
Рис. VI-9. Ряд расходов на p. Зее у Мазаново в нижнем течении, расставленный по ранжиру
Формула выведена из условия, что в пределе, когда N = n= 1,
то ВП = 50%, что правильно. Известна формула, которую можно применять при очень длинных рядах
N
ВП 100%.
п+ 1
Н.Н. Чегодаев в 1952 г. вывел медианную формулу
m |
= N |
° ’3 |
юо% |
(VI-3) |
|
|
п + |
0,4 |
|
|
|
или |
п + |
0,4 |
|
|
|
Т |
лет, |
(VI-4) |
|||
—- ------- |
|||||
|
N — 0,3 |
|
|
где Т — период повторяемости превышений.
В задачу изысканий, кроме проверки материалов водомерных постов, как отмечалось, входят поиски исторических уровней па водков, прошедших до начала работы водопоста. Когда в 1936 г. при проектировании транспортных сооружений перешли на нахож дение расчетных расходов с определенной повторяемостью или ВП, то возник волрос об учете найденного расхода редкого историче
ского паводка. |
Паводки со средней вероятностью 1 : 1000 |
или |
1 : 10 000 в то |
время определяли статистическим путем, без |
учета |
исторических паводков.
Задача учета отдельных высоких паводков была решена в 1936— 1937 гг. при проектировании мостового перехода через р. Би ра в Биробиджане. Был предложен следующий порядок расчета.
1. Расстояние между коротким рядом и отдельно стоящим ис торическим паводком заполняется повторением этого ряда
(рис. VI-10).
2. Определяется повторяемость исторического паводка N по
хронологическому признаку.
113
а — короткий ряд п лет и отдельный исторический расход; б —- распространение ряда щ в обе стороны для определения Qcp
Остальной расчет ничем в принципе не отличается от обычных расчетов.
В настоящее время предлагается определять номер ряда с ме дианной поправкой Н. Н. Чегодаева.
Если от конца ряда до исторического паводка прошло п лет, то N =1,43п лет.
Рассмотрим удлинение ряда на р. Оке у г. Орла в 25 лет с учетом расхода 1908 г,, равного 2100 м3[сек.
Расчет производим по способу 1937 г. и формуле СН 435-72.
Используем по табл. VI-4 (графы 7, 8 и 9) и рис. VI-10 ряд в 25 лет, кото рый был исследован в примере без удлинения и учетом отдельного высокого исто рического паводка 1908 г. Число N равно (графа 2):
|
|
|
N = |
(1966 — 1908) 1,43 = |
58 • 1,43 = 83 |
год а . |
|
|
Определим новый средний расход Qcp', |
распределив |
расход |
2100 мъ)сек на |
|||||
все время N лет. Принимается, что средний расход по 25 годам 668 м3/сек будет |
||||||||
постоянным в течение 83—1=82 лет. |
|
|
|
|
||||
|
Qcp^ |
2100 + 668 (83 — 1) |
= |
685 > 668 м ^сек. |
|
|||
|
83 |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Определяем Cv\ 2 |
(К — I)2 слагается из двух сумм: |
1) (/С — I)2 за 1908 г. — |
||||||
|
|
|
|
|
|
83—1 |
|
|
4,40 (графа 9); 2) |
(К — 1)2 за 83-1=82 года; 7,52 —25 |
=24,60 |
(графа 9). |
|||||
|
/ |
4,40 + 24,60 |
|
|
|
|
||
Тогда |
|
— |
— = 0 ,5 9 > 0,53 |
(без удлинения). |
|
114
В 1940 г. на основе способа 1937 г. составлены формулы, которые вошли в официальные издания и СН 435-72:
QN + |
N — 1 |
(VI-5) |
|
|
п |
Если подставить N = 83 года, Q=2100 мг)сек, /г=25 лет, 2 (К—1)2=7,52 (гра
фа 9), то Qcp7 и С / будут в точности совпадать с предыдущим расчетом. Таким образом можно считать любым из приведенных методов. Однако расчет по спо собу 1937 г. проще и наглядней.
Новые номера расходов в графе 10 табл. VI-4 при удлиненном ряде в 83 года получаются умножением старых номеров на 83 : 25=3,3.
Первым номером будет расход 1908 г., вторым — промежуточный расход за период 83—25=57 лет, третьим — расход 1942 г. и т. д. ВП определяется по фор
муле |
тт— ; |
100%, поскольку удлинение ряда уже произведено ранее. ВП павод- |
|||
|
83-f-l |
|
|
|
|
ка 1908 г. — 1,2% и т. д. (табл. VI-4, графа 11). |
учета |
редкого |
паводка |
||
Таким образом, расчетный расход при ВП 1% без |
|||||
при |
Cv = 0,53 |
будет Q 1% =2,62*668 = 1750 мъ/сек, а при |
учете |
Си =0,59 |
= |
=2,85-685=1950 м*/сек, или на 12% больше. При наличии нескольких историче ских расходов методика остается та же.
Рассмотрим определение предельно возможного расхода, кото рый, как было отмечено, позволяет экстраполяцию от более частых расходов к более редким заменить интерполяцией. Предельный рас ход — это наибольший из максимальных расходов, который может образоваться на водосборе при определенных климатических и гео морфологических условиях.
В США в 1940 г. предложено определять предельные расходы методом ВМКО — вероятного максимального количества осадков (см. § 28). В 1940 г. Е. В. Болдаков при участии М. Н. Жерновой определил для р. Москвы предельный максимум по осадкам ком позиционным методом с использованием работы О. Т. Машкевич по метеорологическим и гидрологическим данным.
На водосборе р. Москвы по створу Б. Каменного моста иссле довано три климатических фактора, по каждому из которых была найдена величина, соответствующая ВП 1 : 100: запас воды в снеге перед началом снеготаяния, весенние осадки от дождей и время снеготаяния. Сочетание этих трех переменных дает ВП 1: 106.
Затем были обработаны материалы по четырем выдающимся половодьям: 1931, 1926, 1919 и 1908 гг. Произведена раздельная экстраполяция и получен предельный расход 5500 мг/сек (с коле
банием ±10% ), который оказался в 2 раза больше расхода 1908 г. с ВП — 1%. Тогда же была предложена упрощенная формула для определения предельного расхода QMм [21]:
QMM = Qcp (1 + 9 ,1 Cv ).
115
В 1951 г. Н. Н. Чегодаев путем обобщения рядов расходов, наи более обоснованных гидрометрическими наблюдениями, составил спрямляющую клетчатку вероятностей, имеющую предел.
В 1991 г. Г. П. Калинин и 3. И. Дарман ([57] определили пре дельный расход для Днепра у Киева тоже композиционным мето дом. Расход также оказался в 2 раза больше паводка с ВП 1%’.
Таким образом, в настоящее время имеется ряд методов, по ко торым можно определить предельный паводок.
Дальнейшие исследования показали, что кривая распределения максимумов, приближаясь к своему пределу, идет очень полого и разница между В П — 1 : 106 или 1 : 108 составляет величины не значительные по сравнению с точностью самих подсчетов, что вид но из табл. VI-5.
|
|
|
Т а б л и ц а |
VI-5 |
Вероятности превы |
Увеличение после |
Вероятности превы |
Увеличение после |
|
дующего расхода |
дующего расхода |
|||
шения максимальных |
по сравнению с пре |
шения максимальных |
по сравнению с пре |
|
расходов |
дыдущим, % |
расходов |
дыдущим, |
% |
1:102 |
26 |
1:107 |
7 |
|
1:103 |
1:108 |
4 |
|
|
1:104 |
20 |
1:109 |
2 |
|
1:105 |
15 |
1:10Ю |
2 |
|
1:106 |
11 |
|
|
|
На рис. VI-11, а показан пример построения кривой распреде
ления по модульным коэффициентам К .
Построение кривой в зоне ВП 0— 1% выполняют в следующем порядке:
1. На графике (рис. VI-11, а) по оси абсцисс принимается ло
гарифмический масштаб от 1 : 107 до 100%, а по оси ординат откла дывается— Кыш (модульный коэффициент при нулевой вероятно
сти) — (см. табл. VI-8).
2. На оси абсцисс откладывается значение ВП в зоне часто повторяющихся паводков. По нашим исследованиям можно считать достоверными значения К по существующим кривым в пределах
ВП 50— 1%. Для примера возьмем С^= 0,60.
Тогда по приложению 4 определяем Кьо% = 0,88; /Сю%= 1,81 и
К \% = 2,89 и откладываем на оси абсцисс при соответствующих ВП. Далее проводим плавную кривую для соединения отложенных ве личин с точкой К м м -
3. Значения К при ВП 50— 10—1% лежат близко к прямой ВС, По этому направлению проводим от точки В прямую до пересече ния с горизонтальной линией, идущей от Кыш и получаем точку А.
4. Делим отрезок АВ на одинаковое количество частей (напри мер, на пять) и от Кыш проводим пять лучей к точкам, отмеченным на отрезке АВ. Пересечение лучей с вертикалями ВП дает точки,,
по которым и построена кривая.
Такие построения были сделаны в 1964— 1965 гг. для кривых распределения при различных Cv. По ним составлена таблица
116
Рис. VI-11. Пример построения кривой распределения максимальных расходов:
а — по модульным коэффициентам при Cv=0,60; б — то же, с сокра щенной шкалой вероятности
значений К, которые являются одновременно координатами
КрВП-65 (приложение 4). Расход с требуемой ВП при найденном
К равен Q = KQcv
КрВП-65 имеет генетическое обоснование как по определению Кшь так и по значению К при часто повторяющихся паводках.
Для экстраполяции от натурных паводков к расчетным ВП 1% и реже инж. Хазен предложил спрямляющую клетчатку вероят ностей. В зоне частых паводков деления клетчатки на оси абсцисс раздвинуты, а далее к редким паводкам постепенно уменьшены. Такая разбивка была получена путем проекции кривой Гаусса на ось абсцисс. Позже начали применять несимметричные кривые.
Обычно по оси ординат откладывают расходы или модули К. В определенных условиях эмпирические точки от ВП 20 до 10—5%
на клетчатке стремятся уложить в прямую линию и тогда по ней производят экстраполяцию до редких паводков.
Исследование Г. Н. Бровковича [122] позволило довести кривую ВП только до 0,1% и показало, что фактическими максимальными расходами можно обосновать разбивку клетчатки ВП до 10—3% и весьма условно до 2— 1 %.
Иначе будет обстоять дело, когда известен предел, к которо му стремится функция.
Первую спрямляющую клетчатку, имеющую предел, как отме чалось, дал Н. Н. Чегодаев. Расчет по Чегодаеву заключается в следующем. Находится порядковый номер начального расхода Qo
по формуле |
0,41n + 0,5, |
(VI-7) |
W = |
||
где п — число членов ряда, |
расставленного |
по ранжиру. Состав |
ляется новый ряд расходов Q%— Qo до QN — Qo- Определяется
ВП ряда по формуле (VI-7).
Эмпирические точки накладываются на специальную клетчатку № 1, ординаты которой даны в табл. VI-6. По точкам производится спрямление до предела. К полученному расходу прибавляется Q0.
Дальнейшее исследование (1960— 1965 гг.) показало, что мож но несколько упростить построение клетчатки и сам расчет. Метод построения новой клетчатки № 2 изложен в работе [21].
На рис. VI-11, б показана Кр ВП-65 при С\, = 0,60, построенная
по точкам 1, 2, 3, 4 и 5. Порядок построения клетчатки № 2 сле дующий:
1. Наносят точку Б на график с абсциссой ВП = 0% и ордина той, равной Кшш. От этой точки проводят горизонталь до пересе чения со спрямляющим лучом к точке А и затем вниз до нового
положения ВП 0%, принимаемого за начало шкалы спрямляющей клетчатки.
2. Таким же образом через точку 1 переносится ВП 1 : 106, че рез точку 2 — ВП 0,001 и т. д.
В результате получена шкала для клетчатки вероятности. Это построение сделано для Cv = 0,60. При других Cv будут иные зна чения К и новое положение нуля по отношению к ВП 50— 1%. Бы-
118
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а VI-6 |
|
Абсциссы клетчатой, м м |
|
Абсцис&ы клетчаток, M JC |
||
вп, % |
М 1 |
№2 |
вп, % |
№1 |
№2 |
|
|
||||
0 |
185 |
249 |
2 |
105 |
89 |
0,001 |
— |
218 |
3 |
96 |
78 |
0,01 |
161 |
186 |
5 |
88 |
65 |
0,02 |
— |
175 |
7 |
82 |
56 |
0,05 |
— |
161 |
10 |
71 |
46 |
0,1 |
141 |
149 |
15 |
61 |
37 |
0,2 |
131 |
136 |
20 |
46 |
27 |
0,3 |
127 |
128 |
25 |
37 |
20 |
0,5 |
122 |
115 |
30 |
23 |
15 |
1 |
114 |
104 |
40 |
14 |
6 |
1,5 |
111 |
95 |
50 |
0 |
0 |
ло сделано построение в большем масштабе для разных Cv, кото рое выявило незначительные колебания положения нуля на оси абсцисс. Это позволило остановиться на некотором среднем реше нии. Абсциссы в клетчатке Бровковича до ВП 0,1% близки данным клетчатки № 2.
В табл. VI-6 даны также координаты для построения клетчат ки № 2.
Исследования показали, что расходы средние и ниже средних формируются от осадков местных воздушных течений, а значитель ные и более редкие — от циклонического действия океанических масс воздуха. Поэтому старый принцип спрямления эмпирических точек в прямую линию неправомерен, так как в зоне расхода QCj> должен быть перелом.
В связи с этим возникает вопрос, правильно ли при определении максимальных расходов учитывать только один высокий паводок в году? Не следует ли в зоне муссонного климата и в других райо нах, где идут многопиковые расходы, учитывать не один пик в го ду, а все пики? Эти вопросы еще до конца не исследованы.
По спрямляющей клетчатке № 2 были определены К при удли
ненных рядах для Иртыша у Тобольска и для Зеи у Мазаново (нижнее течение). Результаты расчета приведены в табл. VI-7, а графические построения приведены на рис. VI-12.
По Иртышу у Тобольска получился разброс эмпирических то чек из-за влияния р. Тобол.
В табл. VI-8 приведены сопоставления модульных коэффициен тов по кривым Пирсона III типа и КрВП-65.
Исследования, выполненные за последние 5— 10 лет, позволяют дать некоторые рекомендации.
Создание кривой распределения нового типа (КрВП-65) позво ляет применять ее для определения максимальных расчетных рас ходов. Для годового и сезонного стока надо строить другие кривые, основанные на том же принципе, т. е. определять вначале предель ное значение стока, а затем остальные его параметры.
119
Учет асимметрии коэффициентом Cs не является необходимым. Достаточно учитывать колебания ряда расходов от Qcp при CS=2CV
во всех случаях.
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а VI-7 |
|
|
|
Иртыш у Тобольска 1 |
|
Зея у Мазаново 2 |
|
|
|
|
Коэффициент К |
|
Коэффициент К |
||
ВП, % |
Q, |
клетчатка |
|
Q, |
клетчатка |
|
|
м г '\ с е к |
К р В П -65 |
м я1 с е к |
К рВП -С 5 |
||
|
|
№ 2 |
|
№ 2 |
||
1 |
13 900 |
1,95 |
1,96 |
25 200 |
2,45 |
2,55 |
0,01 |
19 000 |
2,65 |
2,68 |
39600 |
3,90 |
3,89 |
0 |
24 700 |
3,50 |
3,55 |
52000 |
5,90 |
5,20 |
З н а ч е н и я н а и в ы с ш и х н а б л ю д е н н ы х р а с х о д о в |
|
|||||||
|
1859 г. <2=16 400 м?1сек |
1953 г. <2 = 23 700 м3/сск |
|
|
||||
|
ВП—0,2% |
ВП—1,5% |
|
|
|
|
||
|
1784 г. <2=17 800 |
1928 г. <2=26 000 |
» |
|
|
|
||
|
ВП—0,04% |
|
ВП—1,0% |
|
|
|
|
|
|
1794 г. <2=18 300 |
1861 г. <2=35 000 |
|
|
|
|
||
|
ВП—0,015% |
|
ВП—0,04% |
|
|
|
|
|
1 Площадь |
бассейна |
F=970 000 |
км2\ |
удлиненный |
ряд |
252 |
года, |
QCp= |
=7080 м31сек, С„=0,35. |
F= 200 000 |
км2, |
удлиненный |
ряд |
153 |
года, |
<2ср= |
|
2 Площадь |
бассейна |
|||||||
= 10 100 м31сек, Cv =0,53. |
|
|
|
|
|
|
|
120