автореферат диссертации по строительству, 05.23.16, диссертация на тему:Моделирование гидрологических рядов речного стока Камбоджи методом статистических испытаний

югасткрство сельского .хозяйства росс,;Г.скоП федрращи московский государственный ушвррсйтет п-' 0д прш)дообустро"ства

? 7 !""5Ц ПЛ',

£ / '■'-.<П к;., . На правах рукописи

ПХУНГ КАТРИ

УДК 551.482

моделирован! 11'' гмдрологлческял р щов речного стока кампо.ш методом статисшеск 2. лспыташй

Специальность: 05.23.16 - Гидравлика и инженерная

гидрология

Автореферат диссертации на соискание ученой степени кандидата технических наук

Москва 1994

■ ■ Работа выполнена на кафедре гидрологии, гидрометрии и ре-гу лирования стока Московского ордена Трудового Красного Знамеь Гидромелиоративного института.

Научные■руководители: кандидат технических наук, профессс V-. ОВЧАРОВ Е.Е.;

кандидат технических наук, доцек ' ИЛЬИНИЧ В.В. ^

Социальные оппоненты: ГРУШЕВСКИЙ М.С. - д.т.н., ст. научнь ':ч.' ' ' сотрудник "СОШИНТЕРВОД";

■ ■ ■" ФЕДОРОВ В.М. - к.т.н.; ст. научнь

. ' '/:. ,'' сотрудник "ИВПРАН".

Ведущая, организация - ИЦ "СОГОВОДПРОЕКТ". . 'Защита, состоится " июня 19Э4 г; на заседании Специалиак рованного совета К.120.16.01 в Московском гидромелиоративном инс титуте по адресу: 127550, г.Москва, ул.Прянишникова, 19, МГМИ.-2?.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке Мооковског гидромелиоративного института.

' Автореферат разослан " to " igg4 г.

Ученый секретарь Специализированного совета К.120.16.01 .кандидат • технических наук

Кузьмин С.Е.

ОГодщ х.->рпкт'»ри(1тик.ч р.'Лотн

Актуальность проблемы: В настоящее время экономика Камбоджи зходитсн на стадии восстановления после длительной еойны.

Основные усилия были и будут направлены на восстановление . роизводства сельскохозяйственных продуктов, в частности рисо-одства.

На осноЕе намеченных основных направлений экономического и оциального развития Камбоджи на период 1991-1995 гг. ставится адача по увеличению урожайности и интенсификации сельского хо-яйства, с целью обеспечения питанием населения планируется до-ести производство риса до 4 млн.т в год путем восстановления су-.ествующих ирригационных систем и строительства новых гидротехпи-еских сооружений, что устранит опасность засух. Это обстоятель-тво требует комплексного изучения и научного обоснования потен-;иала водных ресурсов, в частности речного стока.

Водный режим рек Камбоджи отражает действие климата и рель-фа, что проявляется в крайне неравномерном распределении речного тока во времени и в пространстве, вызывает немалые трудности для 'ззвития и планирования народного хозяйства. В стране строятся идротехнические сооружения для регулирования и перераспределения ечного стока с целью удовлетворения увеличивающегося водопотреб-:ения из года в год. Расширение гидротехнического и водохозяйс-■венного строительства требует более надежного гидрологического ^основания, в том числе применения математического моделирования .

В настоящее время гидрологические и водохозяйственные расче-•ы в Камбодже выполняются по календарным рядам наблюдений. Как [звестно, календарные ряды из-за ограниченной длительности недос-

■таточяо полно отражают закономерности колебания речного стока не позволяют с необходимой точностью определять гидрологически водохозяйственные характеристики.

.1-Таким образом, актуальной становится задача выбора и обос. вания .математической модели, которая удовлетворительно описыв бы колебания Енутригодового стока рек Камбоджи и на основе ко рой можно получить надежные гидрологические и водохозяйствен характеристики при водохозяйственных расчетах. -■.--, Дель и задачи исследований. Целью работа является анализ кономерностей колебаний речного стока Камбоджи, выбор и обоснс ' ние'математической модели, адекватно отражающей эти закономерн ти и.позволяющей получить надежные гидрологические характерно! при проектировании водохозяйственных объектов нз недостатс изученных реках Камбоджи.

3 соответствии с поставленной целью в диссертационной рас решались - следующие задачи:

•..,1. Выбор закона распределения вероятностей колебания речи стока на территории Камбоджи и определение основнач статистик ■ ких характеристик годового стока рек Камбоджи.

'. Применение метода статистических испытаний и метода фг ментов для моделирования гидрологических рядов с учетом внутр! ; дового распределения стока.

•3. ■Разработка методических рекомендаций по испольэовг смоделированных рядов при водохозяйственных расчетах для щ ' регулирования стока в условиях Камбоджи.

На/чная новизна работы: •.,.1.-.Обоснована правомерность использования трехпараметри* кого,гамма-распределения и распределения Джонсона при гидрол( ' '■" . - 2 -

?ских расчета;'? в случаях недостаточности данных гидрометрических зблюдений на реках Камбоджи.

2. Впервые для условий Камбоджи для моделирования гидрологи-еских рядов внутригодового распределения стока применен компози-ионный метод двухкратной выборки (метод фрагментов) - наиболее ациональный из существующих методов моделирования, позволяющий ыполнять расчеты водохранилищ без деления полезного объема на еаонную и многолетнюю составляющие.

3. Установлено, что стабильные статистические характеристики ечного стока Камбоджи могут быть получены пр|1 моделировании педологических рядов длительностью 1000 лет.

4. Применение смоделированных гидрологических 1000-летних эдов с учетом внутригодового распределения стока при водохозяйственных расчетах водохранилища на р.Меконг позволило еыявить пе-иоды дефицитов мощности ГЭС и предложить рекомендации по их уст-анению.

Практическое значение: Статистические характеристики речного гока, а также Еыбранные математические модели могут быть исполь-эваны в практике гидрологических и водохозяйственных расчетов ри проектировании и строительстве гидротехнических объектов в змбодже.

Достоверность научных положений обоснована обширными много-етними данными стационарных гидрологических наблюдений рек Кам-эджи, а также удовлетворительным соответствием расчетных и факти-эских характеристик стока рек Камбоджи.

Апробация работы. Результаты работы докладывались на кафедре вдрологии, гидрометрии и регулирования стока.и на научной конфе-гнции МГМИ в 1993, 1934 гг., 2 статьи представлены к депонирова-

- 3 -

нию. .

Объем работы:- диссертация состоит ив введения, четырех гла] списка литературы.из 99 наименований, приложений, содержит страниц машинописного.текста, в том числе ь / рисунок, и табли]

. Содержание работы Ео введении содержится обоснование актуальности выбранм темы, ■ сформулированы цели и задачи исследования, показана научн; н'овизна, практическая ценность, полученных результатов, дано кра' кое содержание работы.' '

В первой Главе описаны общие физико-географические услов] Камбоджи,, даотся краткая характеристика рельефа, климата, гидр лопиеских особенностей рек Камбоджи, а также оценки водных р< сурсов и их использования.

Камбоджа расположена в южной части Индокитайского полуостр( за между 10° и 16° северной широты, 106°и 108° восточной долгот] Три основных -фактора определяют особенности климата в Ка бодже. Во-первых, страна расположена недалеко от экватора, в пр> делах тропической зоны. Во-вторых, она находится в зоне тропиче< ких муссонов, ■ что определяет наличие сухого и влажного сезоно: В-третьих,-со.стороны моря путь влажного муссона преграждают щ Кравань, что обусловливает выпадение в районе этих гор и на прб( режье-. большего количества осадков, чем на центральной равнине.

■Неравномерное распределение осадков по времени и в прос1 ранстве мешает развитию сельского хозяйства, так как до настоящ го времени урожайность сельских культур каждого года зависит I количества осадков.

• Чтобы устранить эти недостатки требуется рассмотреть вопр использования водных ресурсов..

■ .•■:. - 4 -

Реки Камбоджи относятся к 3 главным бассейнам: Сиамского зава. Меконга и озера Тонлесап. Реки Камбоджи принадлежат к типу «Левого питания, поэтому отмечаются резкие сезонные колебания овня и расходов воды. Гидрологические наблюдения за стоком рек оводятся нерегулярно из-за военной и политической обстановки в ране.

Использование водных ресурсов в стране невелико. Еодохрани-щ очень мало. *

Водохозяйственные расчеты выполняются по календарным непро-лжптельным рядам наблюдений, которые как известно недостаточно лно отражают закономерности колебания речного стока.

Тагам образом, актуальной становится задзча выбора математи-ской модели, которая удовлетворительно описывает внутригодовые хлебания стока на территории Камбоджи и на основе которой можно »лучить более надежные гидрологические и водохозяйственные пока-, пели.

Во второй главе рассматриваются типы распределения вероят->стей, применяемые в гидрологии, и методы моделирования внутри-адового стока.

Анализируются типы распределения вероятностей, применяемые в щрологии и гидрометеорологии.

По современным воззрениям речной сток считается случайным гацессом и для исследования его используется теория вероятностей.

Для описания распределения вероятностей годового стока при-шяются различные виды распределения: нормальное, трехпарачетри-гское гамма-распределения, Пирсона Ш типа, Гумбеля, логнормаль-эе, распределение Джонсона. Их анализ приведен в работах .Н.Крицкого и М.Ф.Менкеля, Е.Г.Блохинова, А.В.Рождественского, ■ - 5 -

А.И.Чеботарева, Г.Г.Сванидзе и др. Для определения парамет; распределения в настоящее время используются методы момент« КЕантилей и наибольшего правдоподобия.

Методы математического моделирования гидрологических рядо: учетом внутригодового распределения стока условно могут быть р делены, на следующие группы:

A. Композиционные методы с двухкратной или многократной бор'кой. К этой группе относится метод фрагментов, который на применение в теории регулирования речного стока и до настоящ времени является, по-видимому, наиболее рациональным среди ¡чествующих методов моделирования.

'.Основная идея заключается в моделировании гидрологическ ряда способом двойной выборки. Сначала любым из известных мето моделируется среднегодовой расход воды, а затем производится с .чайная выборка модели наблюдаемого в данном створе реки гидрог фа, представленного в относительных ординатах, называемого фр ментом. .

:Б. Метод прямого моделирования месячных расходов воды, в нову.которого положена схема простой и сложной цепи Маркова.

/В;частности, для описания корреляционной структуры гидро гических рядов часто используются авторегрессионные модели, гл ным-образом,' Марковские модели. Марковские мед эли интенсивно ■пользуются вследствие их простоты, а, с другой стороны, вв сложлости моделей с долгой памятью и соответствующими больш 'затратами машинного времени.

B. Методы приведения нестационарного процесса стока к ста онарной-случайной последовательности.

Суть метода заключается в следующем. Допускается, что л '.' ■• '•''."..'■'■'■ - б -

СО {К'ЧИОГО стокл ньляотся периодическим случайным процессом с рподом в один год. Стационарность в широком" смысле означает, с в известных достоверных интервалах математическое ожидание тается постоянны),!, а корреляционная функция зависит лишь от юмежутка между двумя значениями аргумента.

По мнению Ратковича Д.Я. (Гидрологические основы водообеспе-■ния ... 1993), учет нестационарности стока и других составляю-IX водного баланса необходим, если сохранение гипотезы о стацио-1рности не может быть распространено, по крайней мере,. на Ю-летие.

Для условий Камбоджи мы предлагаем рассмотреть моделирование ¡чкого стока методом фрагментов, так как этот метод моделирова-1Я эффективен относительно других методов.

В третьей главе проводится математическое моделирование гид-иогических рядов методом фрагментов с учетом внутригодового определения стока в условиях Камбоджи.

Для решения вопроса о ЕЫборе закона распределения вероятнос->й стока в условиях Камбоджи использован график Пирсона-Джонсона координатах 3100о (в - квадрат нормированного показателя асим-;трии, з9 - нормированный показатель островершинности). Оценки , получены на основе обработки наблюдаемых данных по формулам:

_ т ■ т.,

3 = V Ь, = --г , 3 = Ь = —^ , (1)

?е Шд и т^ - оценки вторых, третьих и четвертых центральных моментов ряда.

При вычислении значений з.. и 30 наблюдаемых рядов рек Камбод-

Л «С< *

1 подучили, что их значения находятся в области Б, Джонсона. Это

распределение' на графике (рис.1) З^ОО^ эаншает широкую область. Нз оснбве вычисленного анализа в диссертации рассматриваем 2 вгда распределения: трехпарзметрическое, гамма-распределение и распределение Б, Джонсона. в

. для.определения статистических характеристик годового стока использованы метод моментов и метод наибольшего правдоподобия (упрощенный). Все вычисления выполнялись на ЭВМ.

Для дальнейшего исследования, . т.е. моделирования гидрологического. ряда, , в качестве исходных использованы гидрологические данные'р.Меконг у станции Кратье, для которой средняя квадрати-ческая■ошибка бп = 12,60 6 =2,47 X, продолжительность наблк

Ч о.

дений 52■года..

Основные характеристики стока реки Меконг у станции Кратье:

з

Норма годоеого стока § = 5125,8 тыс. м /'сек., ■"■'Коэффициент вариации Су= 0,143,

Коэффициент асимметрии С * 0,05.

При ряде наблюдений N = 32 года ошибка вычисления коэффициента Сзначительна, поэтому в качестве пергого приближения принято , соотношение параметров Сз/С^= 2 с условием проверки соответствия эмпирического и теоретического распределений при этом соотношении с использованием критерия Колмогорова. Соответственно, применительно.к кривой обеспеченности модульных коэффициенте!

расходов- (К ) будем иметь следующую запись: м

'•■•'•■•г Р*{Р (к ) - — < Р(к ) + —> - к(Х); (2)

■ . п т у'1Г т /ТГ

За:меру отличия эмпирических данных от теоретической функцш

> ■"'.'■■•'.Л " - 8 -

hc.No.1 График для выбора аппроксимирующего распределения для • месячных величин стока реки Меконг по данным 4-х гидрологических постов Стынг Тренг. Кратье, Кампонг Чам. Пном пенг\

распределения принимаются наибольшие по модулю расхождения межд: эмпирической, и теоретической функциями распределения:

; ' • Б = тах /Р})((3) - р(0)/; (3)

где и Р(Ц) - соответственно, эмпирическая и теоретическа!

функции распределения. При уровне значимости 5 % по таблице А.Н.Колмогорова определяется -критическое значение \ - 1,33, откуда следует Ю » — >

Ц е V N

= 0,24.: Максимальное расхождение между теоретической ч эмпирической обеспеченностью достигает 0,04. Таким образом, поскольку Б •

■ 0^04 '<'.0 •= 0,24, принятое соотношение Сз/Г.у » 2 гри = 0,1^ не отвергается (рис.2).

■'■Моделирование стока для проведения водохозяйственных расчетов основывается на использовании предложенного Г.Г.Сванидзе метода фрагментов, суть которого заключается в двойном моделировании: ■ искусственного гидрологического ряда иэ среднегодовых расходов воды и фрагментов из наблюдаемых в прошлом моделей гидрографов, характеризующих внутригодовое распределение скота.

■ В качестве фрагментов принимались гидрографы из 12 месячных

■ значений расходов воды, ординаты которых представлялись в относительных--величинах соответствующего годового расхода.

■ - : Анализ степени совпадения искусственного и исходного гидрологических рядов проводился на основе сопоставления следующих статистических характеристик стока по 12 внутригодовым интервала»-): значения месячного расхода , коэффициентов вариации коэффициентов автокорреляции в смежные интервалы г ^ и через интервал ..

■ . ''ч-:;;-:-'-'"■• - 10 -

Рис.2. Кривая обеспеченности годового стока р.МеконГ у Кратье (исходные данные)

.В качестве критериев степени совпадения статистических х; рактеристик приняты:■

: для' месячных значений стока - относительная среднекрадрат] ческая ошибка:.

'. -':.•' С

. - — . 100; (4]

. . ' . ' ' / ^ ^

для коэффициента вариации - среднеквадратические ошибки, и ределябмые по формуле:Е.Г.Блохинова:

.с;

.■•v '":■ / *2

бр = .(-— * Г 1 + с ) * 100; (Б;

: V. /2И У

где С^ - коэффициент вариации, - количество членов ряда, различия между коэффициентам автокорреляции определялис сопоставлением.соответствующих среднеквадратических ошибок бг ск делированных и исходных параметров.

Сопоставление показало, что относительные среднеквадратичес кие ошибки находятся в допустимых пределах.

В результате сделан вывод, что принятый способ моделирован! гидрологического ряда месячных расходов достаточно корректен от носитель но точности исходной информации и исходный и искусстве.1 ный ряды можно; считать: выборками из одной генеральной совокупное ти случайных величин. у .

В этой ; же. главе рассматривается вопрос об обоснованное! применения распределения Джонсона для расчета речного стока у

■ I' Гг:;^'',',.; - 18-

ерритории Камбоджи.

При анализе эмпирического материала колебаний месячных рас-одов воды рек Камбоджи оказалось, что большинство точек попадает область Джонсона (рис.1).

Проведенная графическая проверка является условной и может ызвать вполне справедливые возражения, связанные с тем, что ценки третьих и четвертых моментов (Ь^Ь,,) мало достоверны из-за едостаточной длины исследуемых рядов. Однако, когда на график аносятся значения оценок Ь^и Ь^для большего количества исходного атериала, то их совокупность позволяет сделать вполне определение выводы.

Известны три вида распределения Джонсона, но для гидрологи-еских процессов наибольший интерес представляет ограниченное с вух сторон распределение Джонсона, плотность которого имеет ид:

X X

де а и Ь - нижняя-и верхняя границы распределения,

п^, б^- соответственно математическое ожидание и среднеквадра-тическое отклонение нормально распределенной непрерывной величины.

Если перейти к дискретной случайной величине, последователь-

эсть

уГа -

г1 - Ш^); (7)

1 ' . /дет иметь нормальное распределение.

Преимущество распределения Джонсона перед другими заключает-з в том, что оно лучше описывает процесс колебания месячного

- 13 -

стока, построение'функции.распределения производится легко, Еза мосвявь его ■ с нормальным распределением выражается простым сос ношением в зависимости■от принятых значений нижнего и верхне пределов.

Для предварительного определения границы распределения Джо сона, то есть значений а и Ь используют эмпирические формулы: . -4,5С

Ь" Хпа>:=.1 + 4'5СУ • Как следует из приведенных графиков (рис.3), эти кривые, п лученные по .формулам (8)(9), удовлетворительно соответствуют да ным 4 .гидрологических постов реки Меконг.

. Используя'эти-формулы для годового стока рассматриваемо речного створа ■ Кратье, принимает .значение а = 0,52 и Ь » 1,8 Оценки математического ожидания т_ и среднеквадратического откл нения' -б ■нормальной последовательности определяются по формулам

■ •'', ■ •' х. - а

■... .-.- .'л -. ■■'. п 1 '

х - а п 1 2

• £ С1п(-) - т 1

1=1 Ь - х X

ж г-;-i-

X П - 1 и

.". При вычислении получим значения т - -0,62, 6 =0,48. Кри:

'-•.•"* 4 '' . • * V * X

обеспеченности годового стока Мекокг-Кратье построена следуют

образом:' 'для заданных вероятностей превышения определялись сс ветствущие им значения квантилей х^, которые вычислялись по С муле:

. с1

х

. р е + 1

где с! «= б „и + т _..

X X

■ Проверка согласования эмпирической и теоретической кр]

распределения прогедена с использованием критерия Колмогорова

уровне■значимости 5 %. При сопоставлении теоретической кр]

обеспеченности с наблюдаемыми точками Р максимальное расхожд»

э

вероятностей превышения между кривой и значениями Б дости; ■ , э

0,033, что не превышает допустимое значение « 0,24. След< тельно, принятые значения нижнего и верхнего пределов распред! ния Джонсона для годового стока Меконг-Кратье а = 0,52 и Ь » : ■не противоречат принятой гипотезе. Кривая обеспеченности рас: деления Джонсона годового стока р.Меконг у Кратье показан, рис.4.'

•/■'.Далее' выполнено математическое моделирование гидрологиче го,ряда методом фрагментов.

. Значение 4-х статистических характеристик искусствен гидрологического ряда при моделировании на 1000 лет приведен: табл.1.'

/.'■ Для оценки точности расчета при моделировании речного

ка с использованием распределения 5, Джонсона проведена стати

о

ческая проверка нулевой гипотезы между смоделированным ряд исходными- данными всех внутригодовых интервалов. Максимал расхождение''между исходными данными и искусственным рядом

• • Телица I

: Основные статистические параметры наблюдаемого и смоделированного рядов месячных расходов еоды .реки Меконг, с использованием гамма-распределения • (вариант 1) и распределения Джонсона (вариант 2)

Параметры 1 1 1 |Варианты I П Ш IV V VI

Ц наблюд. тыс.мэ/сек. 1- ." 2" '110,53 110,27 110,9 74,04 74,57 74,88 63,85 63,97 64,38 60,18 60,31 60,8 109,2 108,67 109,3' 338,7 337,3 341,5

.наблюд. 1 \ 2 .• , . 0,175 0,166 0,211 0,210 " 0,211 0,206 0,146 0,187 0,182 0,186 0,231 0,215 0,288 0,298 0,30 0,32 0,30 0,29

С 5 наблюд. " 1 .'-0,01 -0,05 0,05 0,008 0,16 0,27 0,005 0,17 0,33 0,035 0,17 0,28 0,05 0,74 0,80 0,00 0,55 0,61

1 V, наблюд. 1. 2 0,924 0,899 0,920 0,932 0,846 0,930 0,871 0,816 0,860 0,443 0,367 0,430 0,380,45 0,43

1 | , ■ , . Продолжение таблица I;

Параметры Варианты та VIII IX X XI ХП

. Ц 1 наблюд. з ' тыс.м /сек. ' 1 '. 1 - 2 г 711,85 1102,1 705,4 1095,0 705,3 : • 1098,7 1212.1 1211,7 1213,5 783,2 790,4 785,6 367.1 376,6 369.2 187, 192, 190,

1' ' 1 -С ! ' v { наблюд. ■ 1' •; 2 0,255 0,228 0,24 0,203 0,191 0,20 0,177 0,201 0,20 0,23 0,232 0,23 0,254 0,283 0,26 0, 0, 0,

• 1 •с 'наблюд.. ' ' 1 • ' 2 0,017 0,08 , 0,16 • 0,006 0,33 .0,47 0,03 0,42 0,37 0,018 0,19 0,32 0,049 0,36 0,45 о, о, о,

. Р., \ X > 1 наблюД, • 1 •'; ■ 2 • 0,571 •0,650 . 0,589 0,485 0,537 ■ 0,491 0,574 0,616 0,560 0,381 .0,204 0,36 0,671 0,628 0,669 о, о, о,

сячных интервалов меньше, чем допустимое значение Б„ = 0,24.

й

зности расхода стока в % между исходными данными и смоделиро-нными рядами также находятся в допустимых пределах.

Из таблицы 1 видно, что значения статистических параметров оделированного гидрологического ряда с использованием распреде-ния Джонсона приблизительно одинаковы со значениями для смоде-рованного ряда при использовании гамма-распределения, а также значениями для исходного ряда.

Следовательно, можно сделать следующие выводы:

1. Распределение Джонсона можно принимать для описания про-сса колебания стока на территории Камбоджи.

2. Для предварительного установления верхнего и нижнего пре-лов распределения Джонсона можно использовать эмпирические рмулы (8), (9).

В четвертой главе рассматривается применение выбранных моде-й для гидрологических и водохозяйственных расчетов в Камбодже, частности, для расчета регулирования стока и прогноза работы дохозяйственных систем.

В Камбодже в последнее время потребление энергии и воды для ошения увеличивается каждый год. Предлагается создать зону нтралпзованного электроснабжения и выработки•электроэнергии пум строительства ГЭС Самбо (проект 1967 г.) на реке Меконг у года Кратье. Основные технические характеристики ГЭС Самбо, мощ-сть электропотребления к 2000 году . ) площадь орошаемых мель 34000 га, а также количество воды для бытового Еодоснабже-я города Кратье, где население может достигать 22000 человек на риод 2000 года.

Используя смоделированные гидрологические ряды, выполним

расчет регулирования стока водохранилищем Самбо по методу Монг Карло. Основное уравнение водного баланса водохранилища в i-м и) тервале времени (месяце):

' ■ Ш. =.¿,0... -,£„?,. - 1п . (i;

-.1 ]=1 31 k=l ki n=l ni

где - изменение объема водохранилища, характеризующее его С]

' ботку или наполнение;

. .. О. . - суммарный приток к водохранилищу в i-м интервале,

V 0 ^

ш

,. - суммарная отдача водохранилища,

. iinn. - суммарные потери из водохранилища.

.-'Расчет выполнен на ЭВМ типа IBM PC/AT/XT с помощью програм] на алгоритмическом языке gw Basic, разработанной автором. ' Графики изменения объема водохранилища, объема сбросов мощностей ГЭС для каждого месяца в зависимости от обеспеченное годового стока приведена на рис.5.

•.-, Для определения вероятности появления дефицита мощное электроэнергии, вырабатываемой ГЭС Самбо в каждом месяце, пров дено.моделирование водохозяйственного расчета до 700 лет.

,' . -'Вероятность появления дефицита мощности ГЭС в каждом меся; определяется по формуле:

d.

,'■;■•.:>/■•/•". : ■ Р. 1

d N

где Ру";-. - вероятность появления дефицита мощностей каждого меся .••с^'-- количество появлений дефицита мощностей каждого месяца . •.__>• Н количество смоделированных лет.

'•'■..^Следовательно, обеспечение мощностей каждого месяца опред

.'•'.'^•■•РХ";' - 20 -

ляем по формуле:

Р„

(1 - Рс! ) * ЮО

.'.Результаты расчета вероятностей появления дефицита мощносз каждого месяца приведены на рис.5.

¿ +

0.9 е.г,

0.7 <?.<

е.?

о. и

о. г

0.1 о

ИГ

V-

и I т т I зс 1 т~ШТ н<ыч*

Рис.6. График вероятности появления дефицита мощности ГЭС каждого месяца

.'Наибольшая вероятность появления дефицита мощности ГЭС щ ходится на апрель, где Р^ = 42 7.. Следовательно, в апреле тре( , ется перекрытие дефицита электроэнергии путем дополнительной 1 работки электроэнергии на других существующих алектростаящ (ДОС .И ТЭЦ). Однако, более целесообразным и экономичным вариан: ■ является введение диспетчерского регулирования использования в( ных. ресурсов водохранилища.

/.¡•Таким образом, можно сделать следующие выводы: ..• '.": 4'., Для' обеспечения электропотребления в стране на пер:

- 22 -

СЮ года достаточно построить комплексный гидроузел Самбо.

2. Для прогноза процесса работы водохранилища и водохозяйс-юнных систем модно использовать гидрологические ряды, смодели-шанные методом фрагментов.

3. Необходима разработка диспетчерского графика работы во-)Хранилища.

Основные выводы

1. Для условий Камбоджи в связи с недостаточной изученностью-ограниченностью данных наблюдений методы расчетов по календар-м рядам не позволяют определить гидрологические характеристики необходимой точностью и достоверностью. Актуальной становится щача выбора и обоснования математической модели, адекватно опи-гаающей закономерности колебания и внутригодового распределения 'ока Камбоджи.

2. Объективный выбор закона распределения вероятностей коле-шия речного стока и предварительную оценку соответствия его шным наблюдений дает возможность осуществить обобщающий график фсона-Джонсона, на котором выделены области, соответствующие >му или иному закону распределения.

3. На основе графика Пирсона-Джонсона с последующей провер->й на материалах данных наблюдений установлено, что наиболее зчно и полно закономерностям колебания речного стока на террито-ш Камбоджи отвечают кривые трехпараметрического гамма-распределяя и распределения Джонсона.

4. Для моделирования. гидрологических рядов внутригодового определения стока Камбоджи наиболее целесообразен и рационален змпоэиционный метод двухкратной выборки{метод фрагментов) позво-:ющий выполнять расчеты водохранилищ без деления полезного объ-

\ ' - 23 -

е1,ака сс-гошг/кд и. многолетнюю'сдатаиляющи^.

. б.'Статистические характеристики речного стока Камбоджи нимают стабильные значения при моделировании гидрологических дов методом ' статистических испытаний Монте Карло длительно' 700-1000 лет.

для моделирования Енутригодового распределения стока и прог:

водохозяйственных расчетов, в частности, для расчета регулир'

5. Применение методов статистических испытаний и фрагме:

работы водохранилища на р.Меконг позволило выявить периоды д цитов.и рекомендовать пути их устранения.

.7. Выбранную ^модель можно использовать для гидрологическ

I ■