автореферат диссертации по строительству, 05.23.16, диссертация на тему:Особенности и расчет внутригодового распределения речного стока на территории Вьетнама

Мюоютерстао сельского хозяйства Российской Федерации Московский орданд Трудового Красного Знамени РГВ од гидромелиоративный институт

(игрш рукописи

РОАН КЕ РУАН

УДК 551.482

ОСОБЕННОСТИ И РАСЧЕТ ВНУТРИГОДОВОГО РАСПРЕДЕЛЕНИЯ РЕЧНОГО СТОКА НА ТЕРРИТОРИИ

ВЬЕТНАМА

Специальность 05.23.16 • Гидравлика и инженерная

гидрология

АВТОРЕФЕРАТ

диссертации на соискание ученой степени кандидата технических наук

Москва 1994

Работа выполнена на кафедре гидрологии, гидрометрим в рогу лкрования стока Московского ордена Трудового Красного Знаками гидромелиоративного институтя.

Научный руководитель - кандидат тожюггеонк* науя, профеоос

Овчаров Е.Е.

Официальные оппоненты:

1. Исмайылов Г.Х. - д.т.н., профессор

2. Голямина И.Г. - я.т.н., профессор

Ввдутцая организация - Ю вСовинтерводв

-Защите состоится " идя 1994 р. на васедании спэцкади-а иро винного совета К Л 20.16.01 в ¡¿ооновской гидроьюлморатнвлои институте по адресу: 127550, г. Москва, ул. Прянивиккова, д. И МГМИ, ауд. 201.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке 15оскобсеогч гидромелиоративного институте.

Автореферат разослан * " . 1994 г.

Учений секретарь специализированного совета К. 120.16.01

кандидат технических наук

Кузьмин С.Е.

0В4АЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТУ

Актуальность работы. После победы 30 апреля 1975 года Вьетнам стал единой страной. С ятого времени народное хозяйство развивается быстро по общему государстпенному гитану. Это обстоятельство требует комплексного изучения и научного обоснования экономического потенциала страны, в том числе водных ресурсов и, в частности, речного стока.

Водный режим рок Вьетнама отражает действие климата и рельефа, что проявляется в крайне неравномерном распределении во времени и в пространстве и вызывает немалые трудности для развития и планирования народного хозяйства. В стране строятся гидротехнические сооружения для регулирования и перераспределения речного стока с целью удовлетворения водопотребления, увеличивающегося от года к году. Расширение гидротехнического и водохозяйственного строительства требует более надежного гидрологического обоснования, в том числе применение математического моделирования.

К настотцему времени гидрологические и водохозяйственные расчеты во Вьетнаме выполняются по календарным рядам наблюдений. Как известно, календарные ркцы из-за ограниченной длительности не достаточно полно отражают закономерности колебания речного стока и не позволяют с необходимой точностью определять гидрологические и водохозяйственные характеристики.

Таким образом, актуальной становится задача установления математической модели, которая бы удовлетворительно описывала колебания годового стока рек Вьетнама и, на основе которой можно получать более надежные гидрологические и водохозяйственные характеристики при водохозяйственных расчетах.

Цель и задачи работы. Целью работы является исследование

особенностей внутригодового распределения речного стока на территории Вьетнама и выбор математической модели для его расчета.

В диссертационной работе в соответствии с поставленной целью решались следующие задачи.

1. Анализ особенностей и закономерностей распределения годового стока рек Вьетнама.

2. На этой основе выбор математической модели для описания этих колебаний.

3. Разработка рекомендаций по использованию выбранной модели при гидрологическом обосновании водохозяйственных расчетов в условиях Вьетнама.

Научная новизна работы.

Новизна проведенных исследований состоит в следующем. На основе усовершенствованных автором методик гидрологических расчетов применительно к условиям Вьетнама.

1. Получены для обширной территории основные характеристики гидрологического режима (годового стока, внутригодового распределения) по гидростворам с многолетними наблюдениями.

2. Проверены известные ранее л предложены новые зависимости гидрологических характеристик от основных факторов: между среднегодовым слоем дождей и средним многолетним годовым слоем стока, между коэффициентами годового стока и. , среднегодовым слоем дождей * и средними отметками бассейна и .

3. Проведено районирование территории Вьетнама по внутриго-довому распределению и получены типовые расчетные гидрографы.

4. Предложена аналитическая формула кривой обеспеченности суточных расходов речного стока в условиях Вьетнама.

Практическое значение и внедрение результатов исследования.

Полученные в диссертационной работе зависимости между сред-

нвгодолым слоем дождей и годовым стоком, коэффициентом годового стока, слоем дождей и средними отметками речного бассейна; типовые расчетные гидрографы; аналитическое выражение и методика построения кривой обеспеченности суточных расходов речного стока найдут применение в проектной гфактике Вьетнама при водохозяйственных расчетах.

Апробация работы. Отдельные положения диссертации и вся работа в целом докладывалась на кпфедре гидрологии, гидрометрии и регулирования стока МГМИ и на научной конференции ЮИ С1993 г.).

Объем работы. Диссертационная работа состоит из введения, четырех глав, списка литературы (103 наименования), приложония; содержит 151 страницу машинописного текста, в том числе 14 рисунков и 21 таблицу.

СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ

Во введении содержится обоснование актуальности выбранной темы, сформулироганы цели и задачи исследования, показаны научная новизна и практическая ценность полученных результатов, дано краткое изложение содержания работы.

В первой главе описаны краткие физико-географические характеристики Вьетнама, рельеф, климатические, гидрологические и гидрогеологические условия бассейнов рек Вьетнама.

Реки СРВ гфинадлежат к типу дождевого питания. В связи с сезонным распределением осадков расходы и уровни воды в реках изменяются по сезонам, почти точно повторяя ритмы выпадения осадков. Время наступления паводков на реках Вьетнама смещается постепенно с севера на юг с максимальной разницей до 3...4 месяцев. Самый ранний паводок - на севере в июне-августе, а самый поздний - в Центральной части в ноябре. Максимальный рпсход может появляться

в довольно широком диапазоне времени. Например, паводки реки Хон-та могут наблюдаться в одном из следующих месяцев: июне, июле, августе, сентябре, октябре и даже в ноябре.

В этой главе также рассмотрены водные ресурсы Вьетнама (общая оценка водных ресурсов и их использование).

Валовой энергетический потенциал всех рек Вьетнама оценивается в 300 млрд.квг.ч. в год, из них технически возможные - $6 млрд.квт.ч.; в 1980 году доля участия ГЭС е энергетике страны составляла 21,3% по мощности, а по выработке около 25£. Общая вы работка электроэнергии в СРВ е>це очень низкая, необходимо дальнейшее ее развитие для удовлетворения ну*ц всех отраслей народно го хозяйства.

В развитии анергетики СРВ на период до 2000 г. гидроэнергетике принадлежит первое место: к 2000 г. суммарная мощность действующих ГЭС будет составлять около 3000 мат .

К 2000 г. водопотребление на цели орошения и водоснабжения достигнет более 68% стока всех рек страны в сухой период.

Во второй глава приведен анализ закономерностей распределения годового стока на территории Вьетнама.

В работе исследовано влияние на годовой сток определяющих факторов. Поскольку учесть влияние всех факторов невозможно, сд лана попытка установить связь между средними многолетними слоем стока, осадками и рельефом (отметками) речного бассейна.

На рис. I приведена зависимость у - ^ (х , и ). Аналитически эта зависимость выражается формулами:

при Н > 500 м У - 0,7Ь4 ( X - 329), (I)

300 < Н <500 ы У « 0,784 (а — 415), (2)

при Н < 300 м 9 . 0,784 ( Я - 521), (3)

где V - годовой стоковый слой, ш; л - годовой дождевой слое

мм; м - средня* отметке рельефа, м.

В таблице I приведены характеристики речных бассейнов Вьетнама, использованные для выполнения указанного анализа, а на рис. 2 представлена зависимость - f ( Я , и ), которая аналитически выражается формулой:

•i ' г. Ь0 + М' ♦ bjCi + Ь„хп (4)

где ^ - среднемноголетний коэффициент годового стока; х -среднемноголетний дождевой слой, мм; ' И. - объем выборки (число наблюдений над X, , , Х*).

Уравнение (4) решается методом наименьших квадратов и в итоге получены следующие зависимое^: дри Н ^ 500 м

о? - 0,017 ♦ о,гаю-"*' ♦ и,ио-9х 2 , (б)

300 < Н < 500 м

¿Г - о.ооб ♦ о.гб^ю-3 х ♦ е,ггдЮ"9Д -2 , (б)

при Н <300 м

5 - 0,001 ♦ О.гЗлКГ3 х ♦ 5,66»10~9X 2 . . (7)

Формулы (I), (2), (3) рекомендуются для определения средне-многолетнего стокового слоя, а формулы (5), (б), (7) - для вычисления коэффициента годового стока в условиях Вьетнама при отсутствии гидрометрических наблюдений.

В третьей главе подробно исследовано внутригодовое распределение стока. Установление закономерностей внутригодового хода стока рек по календарным периодам (сезонам, месяцем, декадам, суткам) имеет важное научное и практическое значение, так как на его основе ведется планирование использования водных ресурсов для целей энергетики, водоснабжения, сельского хозяйства (в том

б

Таблица I

Характеристики некоторых бассейнов Вьетнама

№ пп Район Название реки и станции О £ Г) 4> « ' • В 4 о<о 5 а ЕГ X ай «о— ПО ос* чо а. С Ю Отметка бассейна И, М »1 СЕ О О) <33 Л г; « • -,Ы О онк я о 1 в в* вн

I. 1У Нганшай-Хоа 3/от 20 1880 370 2700 62,6 0,73

2. Нганпо-^он эыи I» 794 440 2600 55,6 0,70

3. Раокаы-Кего 22 232 но 2500 52,0 0,66

4. Кынзанг-Кынзаиг 19 320 250 2600 55,6 0.7

6. Зань-Донгтам 19 1160 360 2500 62,0 0,66

6. Вьетбак Бангэанг-Каобаиг 18 2864 640 1660 26,1 0,62

• Ки Кунг-Банэок 18 2753 810 1600 23,2 0,45

0. Кау-ТХНГрьенр 19 687 760 1800 22,0 0,50

9. Кау-Лангсит 19 2223 360 2200 38,4 0,55

10. Нанг-Бабл 23 1895 740 1500 22,2 0,47

II. Лукнш-Камдан 18 686 336 1450 19,4 0,42

12. Ледкнам-Чу 21 1093 239 1750 23,8 0,75

13. Подад-Куаигког 18 1193 "280 1800 19,3 0,46

14. Нгоидун-Коншан 18 116 1340 2400 48,3 0,60

15. Нгоито-Татланг 18 Б23 1390 3100 68,0 0,70

16. Таубак Намша]^-Тикыок 19 408 1020 1890 21,6 0,54

17. Нам рон-Тлакбад 19 282 1030 1600 25,6 0,60

18. Зшбонг-Зыонг кун 18 62 233 2560 60,0 0,75

19. Тынуен-Бинь Цен 18 505 660 2500 60,0 0,76

игоо Им ¿ООО

Рис. I. Зависимость между среднегодок« слоем дождей и средним многолетним годовым слоем стока

/роо 1*оо Моо /яоо 2<ях> гхо ?4во 1601Г гзяо

Рис. 2. Зависимость между коэффициентами годового сток»- , среднегодовым слоем дождей х" и средними отметками бассейна н[ .

/

числе орошения), судоходства, определяются параметры водохранилищ и гидротехнических сооружений.

Установить распределение стока внутри года очень сложно, поскольку оно зависит от целого ряп,а факторов (распределения в году атмосферных осадков, температуры воздуха, испарения, площади и рельефа водосбора реки, гидрогеологических условий, почвогруитов, растительности, хозяйственной деятельности и т.д.), количественный учет влияния которых часто аатруднен.

В работе расчеты выполнены по многолетним рядам наблюдений аа стоком на 50 опорных створах методом компоновки.

Расчеты проведены по водохозяйственным годам, начинающимся с многоводного периода (начала муссонных дождей). Многоводный период продолжается с мая по декабрь, маловодный - с января по апрель.

Как уже отмечалось, время появления паводков на реках Вьетнама смещается постепенно с севера на юг с максимальной разницей до 3...4 месяцев.

Отличительной особенностью гидрологического режима рек Вьет нама является резкое деление гидрографов на многоводный (дождливый) период, когда по реке ва полгода проходит от 75% (р. Да ста Хоабинь, на севере) до 83% (р. Донгнай, ств. Чиан на юге) стока, и маловодный период» сток которого составляет от 17% до 25% годо вого объема. В наиболее засушливую часть маловодного периода -сухой сезон по рекам проходит от 10 до 20% годового объема годового стока, а ва месяц с наименьшим стоком иногда'до 0,09% годового стока (р. Донгнай, ств. Чиан).

с.

Расчеты методом компоновки показали, что^уменьшением расчет ного отрезка времени (год, период, сезон, месяц) значительно у в» личивается изменчивость годового стока. Так, для р. Да ств. Хоа-

бинь ал* годового стока ко:у}>*ициент вариации сУ « 0,If>, для много но дно го периода С- • 0,2Г, для сухого сезона <« » 0,Ь2, для месяц» с наименьшим стоном Cv • 0,61. Асимметричность стока так же увеличивается с уменьшением расчетного отрезка времени: соотношение ^s/G для года - 2, для лимитирующих периода и Сезона - 3, дли месяца - 3,i>.

Расчетные гидрографы, по пученные методом реального года для те* же обиспечвчностей стока, имеют более резкие подъемы расходов воды в месяцы многоводного периода и П1'чти полное истощение стока в сухой сезон в месяц наименьшего расхода. Очертания гидрографов соответствуют индивидуальным особенностям выбранных конкретных лет.

В четвертой глане рассмотрены существующие методы построения кривых обеспеченности суточных расходов и предложена аналитическая зависимость, позволявшая построить кривую суточных расходов для неизученных рек Вьетнама.

При наличии данных наблюдений кривая обеспеченности суточных расходов за отдельный год может быть получена двояко:

1. Путем подсчета частоты (абсолютного числа суточных расходов или его доли от числа суток в году) по отдельным интерпалам расходов с последующим суммированием частот в сторону уменьшения расходов и с отнесением полученных таким образом продолжительнос-тей к нижней границе интервала.

2. Путем непосредственной выборки из годовой таблицы величин расходов, соответствующих определенным значениям продолжительности: 30 , 90, 150 , 270 и 355 суток (или в долях года: 0,06;

0,2Ь; 0,5; 0,75; 0,(j7) и кроме того, максимального и минимального расходов, продолжительность которых, очевидно равна I и 365 суткам.

Для неизученной реки построение кривой продолжительности расходов выполняют по некоторому ураннони»), иклпчввдему характерны»" Параметры кривой продолжительности (максимальный и минимальный расходв какой-либо продолжительности и т.д.), которые могут быть определены тем или иным известном ч гидрологии методом.

Ураннение кривой продолжительности расходов должно удовлетворять следующим условиям:

1. Структура уравнения, число и характер параметров должны быть такими, чтобн достаточно точно отражать все основные возможный формы кривой продолжительности.

2. Параметры уравнения должны представлять собой конкретны* гидрологические характеристики или быть функционально сьлзяны с такоными.

3. Уравнение кривой для отдельного года и средний год должно приводить к определенным конечным ьеличинам при продолжительности Р « 0 (максимальный расход) и при продолжительности Р »< I (минимальный расход).

Для абсолютной кривой продолжительности может применяться уравнение кривой с нулевым нижним пределом и неограниченню* по верхнему пределу.

4. Полная плоцадь кривой продолжительности расходов должна соответствовать годовому общему стока (при выражении продолжительности в долях года должна быть равна среднему годовому расходу,

а при выражении расходов в долях от среднего - единице),

5. Должна быть обеспечена возможность сравнительно легкого преобразования кривой продолжительности расходов в кривую использования стока. Наиболее желательным яаляется такой вид уравнения кривой продолжительности расходов, который допускал бы непосредственное интегрирование по р;.,чоду.

Исходя из указанных выше требований, рассмотрит основные из ристяусцих аналитических выражений для кривой продолжительнос-и суточных расходов.

Б практике большой известностью пользуются формулы М.А.Мост-ова, который исходит из параболической яависимости

г- «л (К - К».,) (8)

де K-i-i - минимальная ордината. Параметры уравнений л и п, предяляются им из двух уравнений:

а „ , (9)

(Км* -г.-«)

п

Км*, —4

(10)

дв К«« - максимальная ордината.

После подстановки выражений и 10) для параметров о. и п, I уравнение (В), получаем окончательно

1 —. К ми

Р= ^ К»,«-4 (П)

\ Км*—

Формулы Мосткова пригодны лишь для рек с достаточно зарегу-

1ированным режимом.

И.М.Лившицем даются два отдельных выражения для разных час-

гей кривой продолжительности:

при 0,40 < Р .<0,97 - ^ а

- П.К,

р .АО . (12)

при 0,05 < Р 0,40

Г

лГ > (13)

к ^ К0,*о ( (14)

Большими недостатками этого способа являются: разделение кривой продолжительности на две части формула Грассбергер»:

р - 0,5" [V 4-и) * Ф»а) 3

Здесь ф(Ь) ^ \ -С Ли )

<1Ь>

^ с (16)

^ ~ {Т ~ Ко,Аи

Ко,и - К ^ к у, ¡г о - ^ ^шь ка»г

(17)

(1В)

(Ь)

По методу Грассбергера могут быть подсчитаны любые другие ординаты кривой.

Наиболее подходящим аналитическим выражением, достаточно гибким и удовлетворяющим всем возможным типам формы кривой обе« печенности суточных расходов, является предложенное В.А.Урывае.

вш: _ £ / \ ^

,А » К' - КН„

Р- л ~ л о > (20)

или

к - - -г кмн . (21)

п

*• А

На основании анализа всех возможных форм кривых обеспеченности суточных расходов для рек Вьетнама и сопоставления их с рассмотренными выше уравнениями (таблица 2 и рис. 4) нами предложена аналитическая зависимость гиперболического вида, достаточно хорошо удовлетворяющая условиям Вьетнама:

** > <22)

где Р - обеспеченность в долях от единицы; К? - переменная величина расхода в относительном выражении; Кик - модульный коэффициент максимального расхода; Я и 1 - параметры кривой.

Логарифмируя дважды уравнение (22), получаем следующее выражение

^(Ы г «V • (23)

Пользуясь этой анаморфозой, можно определить обычним способом графически параметры и п .

При К - К^ , Р - I

(24)

V • ' (25>

Результаты (рис. 3, 4 и таблица 2), проведенного нами для нескольких пунктов сопоставления определенных по методу Урываева и предлагаемой нсуй зависимости значений кривых продолжительности с фактическими их значениями, в ряде случаев показывают хорошую сходимость, а в ряде случаев, значительные отклонения, доходящие до 20% для ординаты с Р - 0,08; до 105С для ординаты с Р -0,25; до 6% для ординаты с Р « 0,5; до для ординаты с Р ■ 0,75 и до 525? для ординаты с Р. « 0,97.

Таблице 2

Кривые обеспеченности суточных расходов воды рек Вьетнама • да данным наблюдений, уравнению Урываева и предлагаемой формуле

К* пп Станция Харак Расходы в долях от среднего годового

Р=0 Р*0,08 Р»0,25 Р=0,5 Р=0,75 Р=0,97 Р«Т

I. Хоабинь А к,- 5,54 2,80 1,40 0,54 0,26 0,159 0,148«

Б ' к; 5,54 2,79 1,27 0,54 0,26 0,15 0,140

Л К, ('/') .0 -0,3 -9,2 0 0 -5,6 0

В 5,54 . 4,15 2,0 0,5 0,26 -0,15 0,140

0 48,2 42,8 5,5 . 0 5,6 0

2. Кокли А кТ 15,01 2,78 1,58 0,85 0,55 0,34 0,21

Б к; 15,01 3,25 1,58 0,86 0,56 0,42 0,21

дМ'/О 0 16,9 0. 1Д 1,8 23,5 0

В к; 15,01 5,0 1,62 0,85 0,56 0,42 0,21

д к; СП 0 79,8 2,5 -1,1 Г.8 23,5 0

3. Драулинь А К; 7,24 2,75 1.И 0,66 0,38 0,19 0,153

Б К; 7,24 2,21 1,И 0,62 0,39 0,29 0,15

0 -19,6 0 6,0 2,6 52 0

К» 7,24 3,42 1,2 0,61 0,38 0,29 0,15

В ' ьк(Ч') 0 24,3 8,0 -7,5 0 52 о •

Примечание. А - по данный наблюдений; Б - по предлагаемой формуле:

- -с/

В - по формуле Уриваева: Р г-<-ю ^ к-

Яроулинъ р. И/?рсгп<гк

¿•я« ¿амним 1

/.-/»» п^*<?л<ггаемо<1 Формуле

Л ~*:*гг

Рис. 3. Сравнительный график средних кривых обеспеченности суточных расходов. Станция Драулииь

ОяЗрр ¿Она /я.

/• л» Зяги&цмг я&ёлюёяниИ} л» /ЪО^я&соелг&й форАгу.*? 1

1 л -***'

о в ¿3

Рла. 4. Сравнительной графиз средних кривых обеспеченности суточных расходов. Станция Хоабкнь

Наибольшие отклонения фактических и вычисленных по методу Урываева ординат - в 1,5-»2 раза больше, чем отклонения по предлагаемой нами формуле.

Для изучения зависимости мелщу параметрами уравнения кривой обеспеченности суточных расходов и факторами физико-географических условий, параметры >< и ч. , входящие в уравнение (22) были вычислены для 70 пунктов территории Вьетнама и выражены в зависимости от площади водосбора и географического положения. При этом оказалось, что параметры изменяются: ^ от 8,2 до 3,25; п, от 0,67 до 0,2.'

Параметр зависит от площади речного бассейна: дри г- > 5000 км2 << - 3*3,5;

Р - 1000 - 5000 км2 < - 3,5+4,5;

Р < 1000 км2 > 4,5.

То есть, чем больше площадь бассейна, тем меньше значение параметра << (рис. 5). •

Параметр ц, , наоборот, увеличивается с ростом площади речного бассейна (рис. 6).

ОСНОВНЫЕ ВЫВОДЫ

1. Для территории Вьетнама связь между годовым стоком и годовыми осадками 'достаточно тесная с коэффициентом корреляции

Г • + 0,98 + 0,003 .

2. Зависимость между среднемноголетним слоем стока, средне-многолетним слоем дождей и отметкой рельефа бассейна выражается уравнением линейной корреляции

У с А.Ч + I При отметке рельефа бассейна

Н ? 500 м V - 0,784 (Л - 329),

7 а Га

Iо 4о

>

> э

г

# о\

в -

о о ч

Рис. б. График зависимости между параметром сч. и площедьв бассейна* Р

Рис. 6. График зависимости между параметром п и площадьс бассейна Р

1В

Н - 500*300 м У - 0,7В4 ( л .- 415),

Н ч'ЗОО м V - 0,7Ь4 (А - 521).

3. Зависимость между коэффициентами стока и среднемноголет-ним слоем дождей - нелинейная корреляция:

Ц Ш Ьа V Ь,Х + Ь^Х2 .

При отметке рельефа бассейна

Н > 500 м - 0,017 + 0,27 10"* Л +11,1 2 ,

Н - 500+300 м < - 0,006 + 0,25 Ю-3 X + 8,11 Ю~9Л2 ,

Н <300 м - 0,001 + 0,23 КГ3.* + 5,66 Ю"9Л2 .

о

4. Цикличность годового стока проявляется не совсем ясно. Обнаружены периодические колебания с длительностью цикла 7-2 года, однако, доверительность этого вывода не велика. Ддя рек Вьетнама в целом с 1954 г. по настоящее время продолжается маловодный период.

5. В связи с сезонным распределением осадков, расход и уровень воды в реках изменяются ритмично по сезонам, почти точно повторяя ритмы выпадения осадков.

Время появления паводков по рекам Вьетнама в целом смещается постепенно с севера на юг с максимальной разницей до 3-4 месяцев; самый ранний паводок - на севере страны в июне и самый поздний - в центральной части в ноябре.

Продолжительность паводков уменьшается с севера страны на рг, самая большая - на севере, примерно 5 месяцев и самая короткая - в центральной части - 3 месяца.

6. Расчетами внутригодового распределения стока, выполнении ии по многолетним рядам наблюдений на 50 опорных гидрометрически створах методом компоновки, по всем створам полуиену расчетные

гидрографы 25, 50, 1% обеспеченности.

Отличительной особенностью гидрологического режима рек Вьетнама является резкое деление гидрографов на многоводный (доддли-пый) период, когда по реке за полгода проходит от 75$ (р. Да, ств. Хоабинь, на севере) до 8356 (р. Донгнай, ств. Чиан, на юге) стока^ м. Маловодный период, сток которого составляет от 17 до 25$ годового объема. В наиболее засушливую часть маловодного периода -сухой сезон, по рекам проходит от 10 до 20$ годового объема годового стока, я за месяц с наименьшим стоком иногда до 0,09^ годового стока (р. Донгнай, ств. Чиан).

Расчеты методом компоновки показали, что с уменьшением расчетного отрезка времени (год, период, сезон, месяц) значительно увеличивается изменчивость годового стока, так для р. Да ств. Хоабинь для годового стока коэффициент вариации Су • 0,1»., для маловодного периода Сы - 0,2, для сухого сезона Су - 0,52, для месяца с наименьшим стоком Су ■ 0,61. Асимметричность стока так *е увеличивается с уменьшением расчетного отрезка времени: соотношение / С* для года 2, для лимитирующих периода и сезона 3, для месяца 3,5.

Расчетные гидрографы, полученные методом реального года для тех яе обеспеченностей стока имеют более резкие подъемы расходов воды в месяц многоводного периода и почти полное истощение стока а сухой сезон в месяц наименьшего расхода. Очертания гидрографов соответствуют индивидуальным особенностям выбранных конкретных лет.

7. Наиболее подходящим аналитическим.выражением, достаточно гибким и удовлетворяющим всем возможным типам формы кривой обеспеченности суточных расходов для рек Вьетнама^, является формула гиперболы айда: '

К Г "

Наибольшие отклонения от фактических и вычисляемых по методу Урываева ординат кривой обеспеченности суточных расходов в 1,542 раза больше чем отклонения по предлагаемой нами формуле.

8. Параметры «< и п. , входящие в это уравнение, выражены в зависимости от площади водосбора и географического положения, параметры изменяются: от 8,2 до 3,25; л, от 0,67 до 0,2.

При Р > 5000 км2 °< - 3-3,5 Р - 1000-5000 км2 Ч - 3,5-4,5 Р< 1000 км2 «< > 4,5 .

Параметр п наоборот увеличивается с ростом площади речного бассейна.

Следует отметить, что зависимость между параметрами •< , и. и площадью Р не совсем тесная. Это объясняется тем, что форма кривой обеспеченности зависит не только от площади речного бассейна, но и от других факторов.