Гидротехнические сооружения. Том II

фициентов К ( п \ средних за я-летия, тогда откло нения от нормы величии К(") могут быть иссле дованы по методам теории вероятности, совер шенно так же, как исследуются одногодичные от клонения. Для этого необходимо найти для ряда значения коэфициентов вариации С ( п ) ик о э - фициента ассиметрии с/ п к Инж. Менкель и Криц кий на основании теоретических исследований и опытной проверки установили, что значения для ö f и с[ п) могут быть определены но формулам

z — дефицит объема; z(") — то же за п лет; 2 а — отклонение интегральной кривой стока от нормы; п — число последовательно взятых лет; m К — - п модульный коэфициент; іИ 0 К 2 — модульный коэфициент за п- й год; 1(1") — средний модульный коэфициент за п лет; Если за единицу измерения объемов воды при нять сток среднего года, то сток каждого данного года можно выразить соответствующим модуль ным коэфициентом К, а дефицит объема, вычис ленный но сравнению с принятой за единицу средней многолетней нормой стока, к концу года составит: Z 0 ( 1 ) == 1 — AT. (11) Очевидно, что дефицит объема к концу «-го года будет равен: с ѵ — коэфициент вариации; Çj — коэфициент ассиметрии. п Величина ХАТ представляет собой средний за 1 данный период наблюдений (я лет) модульный коэфициент. Если из имеющегося ряда наблюденных модуль ных коэфициентов составить ряды за двухлетие и трехлетие, т. е. 4 + к*, к, + к, , к,+к<. к п _ х + к„ 2 ' 2 ' 2 2 и А ѵ +/(з+ ÄTg _ К 2 -]-Кз-\-Кі з и т. д., то обще^ выражение этих рядов будет к {п) = • К (13) Если из каждого полученного таким путем ряда отобрать наибольшие и наименьшие значения К. то они определят границы отклонений от нормы величин расхода поды, среднего за двух летне, трехлетие и т. д. При этом с увеличением числа лет пределы отклонений сужаются. Так например, средний сток за самое маловодное двухлетие всегда больше стока за самый мини мальный год,сток за самое маловодное трехлетие еще больше и следовательно ближе к норме. При менение теории вероятности к изучению этих явлений дает возможность построить кривую по вторяемости явлений за один год и более. Для периодов, продолжительностью в один год (я = 1) вероятная повторяемость различных мо дульных коэфициентов выражается кривой про должительности, которую можно построить тео ретическим путем. Что же касается колебаний стока среднего за л-летия, то в этом случае необходимо построить кривые продолжительности для модульных коэ — 3 ; ± 2Г (Л) = (1 - К х ) + (1 - Ко) + . . - + (1 - К„) 1 (12

сі">

(14'

)гп

ни)

Ж Ѵ п *

(14)

т. е. для любых колебаний стока по параметрам характеризующим одногодичные колебания стока,

1

I

<\ л \ \ I \ л \ \ \

rnpew. emueln

fyxmmue

â

Й-27-^s: ?ПЙІГ >-.і ѵ

\

1

Рис. I l l

можно определить и значения с ( ѵ п) и c ( s n) для иного числа лет. Таким образом для любых коле баний стока за я-летия могут быть построены кривые продолжительности. Пучок таких кривых для с ѵ = 0 , 5 0 и грех значений п (л 1, с ѵ = 0,50; п = 2, с ѵ = 0,35 и я = 3, с ѵ = 0,29) пред ставлен па рис. 114. Имея подобные кривые, не трудно найти зна чения модульного коэфициента Ю- п \ соответству ющего заданной обеспеченности. По кривым можно установить, что сток за маловодный год, обеспеченный 9 5 ^ , составит 0,35 нормы, сток за маловодное двухлетие — 0,51 нормы, за трехле тие — 0,58. Объем водохранилища, необходимый для заданной обеспеченности отдачи, определится но формуле: Z 0 ( n ' = я (I — К'"^). (15) Подставляя в эту формулу различные значения и соответствующие им К) п К определяемые для расчетной обеспеченности, можно вычислить не обходимые объемы водохранилища для поддер-