ị ố
ả
t k ế ế
1. Tr
II. Tính toán tr s dòng ch y năm thi ủ
ng h p có đ tài li u đo đ c th y văn ệ
ườ
ủ
ạ
ợ
ọ
ẫ
ộ ậ
ủ
ể
ẩ
ấ
ạ
ồ
ả ể
C
ng
• Ch n m u tính toán: đ m b o đ 3 tiêu chu n đ ng nh t, đ c l p, đ i bi u – Đánh giá tính đ i bi u c a chu i ỗ ạ ố
ả ủ • Theo sai s quân ph ươ
=
s
%100
Q 0
v n +
1
C
2 v
s
=
%100
Cv
2
n
ỹ
ườ
ẩ
ng pháp: ph
ng pháp thích h p d n, ph
ng
ng lu tích sai chu n ng t n su t lý lu n ậ ấ ươ
ộ
ươ
ầ
ợ
ươ
• V đ
• Theo đ ẽ ườ ầ – theo m t trong các ph ể ặ
pháp 3 đi m c a Alechxayep ủ ư
• Xác đ nh đ c tr ng thu văn thi ỷ ị
t k ế ế Qnp = Q0. Kp
Đ ng lũy tích sai chu n
ườ
ẩ
m
(
=
• Ph ng trình: ươ
S
K
) 1
m
i
= 1
i
ư ượ
ứ
ế
ng lũy tích sai chu n tính đ n năm th m c bi u th b i K
ườ ượ
ủ ắ
- (cid:229)
ẩ ị ở cp:
ố ộ ệ
ệ ể
S
S
c
d
Trong đó: – Ki=Qi/Q0 ng bình quân năm th i – Qi: l u l ứ – Sm là giá tr đ l ch lũy tích c a đ ị ộ ệ • Tính đ i bi u c a li t quan tr c đ ủ ể ạ – Kcp=1+dcp – dcp: gia s đ l ch tính theo công th c ứ = dcp
n
ố ủ
ạ
ầ
ờ
• Sđ và Sc là giá tr đ l ch lũy tích tính đ n năm đ u và năm cu i c a th i kỳ đo đ c. ế
ạ ả ả
ờ ờ ờ
ị ộ ệ – Kcp=1: th i kỳ đo đ c đ tính đ i bi u ạ ể ủ – Kcp>1: th i kỳ đo đ c dòng ch y thiên l n ớ ạ – Kcp<1: th i kỳ đo đ c dòng ch y thiên nh ỏ ạ
-
Năm
1965
1970
1975
1980
1985
1990
1995
2000
2005
0 1960 -1
-2
-3
-4
∑(Ki-1)
-5
ẩ ư
ườ
ạ
ỹ
Hình 2-1: Đ ng lu tích sai chu n m a năm tr m Lào Cai
2. Tr
ườ
ng h p có ít tài li u đo đ c thu văn ệ
ạ
ợ
ỷ
• Nguyên t c: ắ
ả
ủ ư
ự
ệ ị
t k gi ng nh ư
– kéo dài tài li u dòng ch y năm c a l u v c tính toán, ế ế ố ả ng h p có nhi u tài li u đo đ c ạ ề
ệ
ợ
ườ ng pháp:
• Ph
sau đó xác đ nh dòng ch y năm thi trong tr ươ
ỏ
ệ ư
– Mô hình toán: mô ph ng quan h m a dòng ch y ả – Phân tích t
ệ ươ
ng quan: xây d ng quan h t ự ủ ư
ng quan ứ
ự
ữ
ỷ
gi a đ c tr ng thu văn c a l u v c nghiên c u và ặ l u v c t ư
ươ ư ng t ự ươ
ự
Ph
ng quan kéo dài
ươ
ươ
ng pháp phân tích t tài li uệ
ng t
• B c 1: Ch n l u v c t
d a trên các tiêu
ự ự
ọ ư
ự ươ
ậ
ng, m c đ che ứ ấ ổ
ộ ị ph c a r ng và m c đ khai phá l u v c g n nh nhau ự ư ư ộ
ưỡ ầ ế ầ
ạ ồ ả ố
ướ chu n sau: ẩ – S t v đi u ki n khí h u ng t ệ ự ề ề ự ươ – Các đi u ki n v đ a hình, đ a ch t, th nh ề ị ệ ề ứ ủ ủ ừ – Di n tích l u v c không chênh nhau quá 5 đ n 10 l n ệ ư ự – Ch t l ng tài li u t t, th i kỳ đo đ c dài ờ ệ ố ấ ượ – Có ít nh t 6 c p đi m quan tr c đ ng b và ph i kh ng ch ế ộ ắ ể ặ ấ c 70-80% biên đ dao đ ng dòng ch y năm c a sông t ươ ả ộ
ng ượ ủ ộ
đ tự
– Đ ng quan h có đa s đi m không v t xa đ ng trung bình ố ể ườ ệ ượ ườ
quá 15%
g – H s t ng quan ≥ 0.8 ệ ố ươ
25,00
20,00
y = 0,041x + 1,1284
) s
/ 3
m
15,00
(
n
Q
Qn(i)
10,00
Qna(i)
5,00
150,0
200,0
250,0
300,0
350,0
400,0
450,0
Qna (m 3/s)
Ph
ng quan kéo dài
ươ
ươ
ng pháp phân tích t tài li u ệ
ố ệ
ế
ị
ế ươ
ng t
• B c 2: Kéo dài tài li u ệ ướ – Kéo dài tr c ti p: xác đ nh t ng s li u b thi u ừ ị ự ng trình h i quy ồ y=b1*ya+b2 ỉ ố
ỉ ố ủ ư
ự
Ghi chú: ch s “a” là ch s c a l u v c t ự ươ ự
• Xác đ nh ph ị
• Tính toán b sung s li u thi u cho l u v c nghiên c u theo ế ố ệ ư ứ
ổ ng trình h i quy ph ươ
ồ y (i)=b1*ya(i)+b2
VD: Qn(i)=b1*Qna(i) +b2 ượ ổ
• Yêu c u s năm b sung không v ầ t quá 1/3 s năm c a ố ủ
n* ≤1/3 n
ố t tài li u th c đo li ự ệ ệ
Ph
ng quan kéo dài
ươ
ươ
ng pháp phân tích t tài li u ệ
– Kéo dài gián ti p: xác đ nh các tham s th ng kê ị
ố ố
(Tr
ế
ườ • Ph
ế ợ ươ ng pháp đ gi
ng quan tuy n tính) i ồ ả ng trình h i quy
ươ
ồ
ng h p t ươ Xác đ nh ph ị – Xác đ nh dòng ch y chu n theo ph
ng trình h i quy:
ươ
ị
ồ
ị
a
=
ẩ ả M0=b1*M0a+b2 – Xác đ nh h s phân tán Cv ệ ố C
C
atg
v
va
M 0 M
0
ể
» Trong đó a ả
ủ ư
ữ ườ ự ươ
ự
ng t
là góc gi a đ dòng ch y c a l u v c t ự ươ
ng quan h v i tr c bi u th ị ệ ớ ụ ng t ự
ệ
ị
ủ ư
ượ
s=mCv ; trong đó m m n c a l u
ng t
» a: ch s c a l u v c t ỉ ố ủ ư – Xác đ nh h s thiên l ch C ệ ố ho c l y m=2. ự
v c t ự ươ
ặ ấ
25,00
20,00
)
a
2
m k
.
15,00
s
/ l (
M
M0
10,00
M0a
5,00
10,00
12,00
14,00
16,00
18,00
20,00
22,00
24,00
26,00
28,00
30,00
M a (l/s.km2)
Ph
ng pháp phân tích t
ng quan kéo dài
ươ
ươ tài li u (ti p) ế
ệ – Kéo dài gián ti p: xác đ nh các tham s th ng kê ị
ố ố
(Tr
ế
ườ • Ph
ng trình h i quy:
ươ
ị
ồ
N
(
)
ế ng quan tuy n tính) ng h p t ợ ươ i tích ng pháp gi ả ươ – Xác đ nh dòng ch y chu n theo ph ả =
+
g
Q
Q
Q
Q
0
a
na
0
n
ẩ s s
Na
Trong đó:
-
ng quan
ng t
là h s t ệ ố ươ ố ố
ắ ệ
ự ươ
» g
ự ủ ư
» n là s năm quan tr c song song » N là s năm có tài li u dài c a l u v c t ủ ư ng bình quân năm c a l u v c ng t
tính trung bình trong th i kỳ
ị ố ư ượ ự ươ ư
ự ờ
ự
ứ
‘ Qn và ‘ Qna là tr s l u l nghiên c u và l u v c t n năm
»
Ph
ng pháp phân tích t
ng quan kéo dài
ươ
ươ tài li u (ti p) ế
ệ – Kéo dài gián ti p: xác đ nh các tham s th ng kê ị
ố ố
(Tr
ế
ườ • Ph
ng h p t ươ
ng trong th i kỳ N năm ờ
ươ
đ
ị
s
n
ế ng quan tuy n tính) ợ ươ i tích (ti p) ng pháp gi ế ả N là tr s kho ng l ch quân ph ệ ả ị ố c xác đ nh ượ s =
N
» s
g
1
1
s s
2 na 2 Na
s
ị
– Xác đ nh h s C ệ ố v
=
C
v
N 0Q
ị
– Xác đ nh h s C
ệ ố s=mCv
(cid:246) (cid:230) (cid:247) (cid:231) - - (cid:247) (cid:231) ł Ł
3. Tr
ng h p không có tài li u đo đ c th y văn
ườ
ủ
ệ
ạ
ợ
a) Xác đ nh dòng ch y chu n ẩ ng t
ả ự ươ
ự
ị
ị – Ph ươ – Ph ươ – Ph ươ – S d ng ph ử ụ
ng pháp l u v c t ư ng pháp n i suy đ a lý ộ ng pháp công th c kinh nghi m ệ ứ c ng trình cân b ng n ướ
ươ
ằ
Ph
ng pháp l u v c t
ng t
ươ
ự ươ
ư
ự
• M n h s dòng ch y chu n c a LVTT
ệ ố
ủ
ẩ
ả
0a
0a.X0
• M n mô đun dòng ch y chu n c a LVTT
ượ 0=a – Y0=a ượ
ủ
ẩ
ỉ
– Không đi u ch nh: M ề
ề
ỉ
– Có đi u ch nh: M
ả 0=M0a 0=K.M0a
• Trong đó: K là h s hi u ch nh theo đi u ki n khí h u ho c m t đ m ặ ệ
ệ ố ệ
ệ
ề
ặ
ậ
ỉ
(cid:19) a
Ph
ươ
ng pháp n i suy đ a lý ộ
ị
• D a vào b n đ đ ng tr mô đun dòng ch y
ự
ồ ẳ
ả
ả
chu n Mẩ
ặ ớ
ả
ẩ
ị 0 ho c l p dòng ch y chu n Y
0
n
+
M
0
i
+ 10 i
f
i
= 1 = i
M
0
M 2 F
ủ ư
ự
ệ
ậ
ằ
ộ
– Trong đó: fi là di n tích b ph n c a l u v c n m
gi a hai đ
ng đ ng tr M
ữ
ườ
ẳ
ị
0i và M0i+1
(cid:229)
Ph
ươ
ng pháp công th c kinh nghi m ứ
ệ
)
=
( Xa
y
b
0
0
-
(cid:252) (cid:236)
(cid:239) (cid:239)
1
=
y
1
X
0
0
/1
n
n
(cid:239) (cid:239) (cid:239) (cid:239) - (cid:253) (cid:237)
0
ø Ø (cid:239) (cid:239) (cid:246) (cid:230)
+
1
X Z
0
• Trong đó: ả
(cid:247) (cid:231) œ Œ (cid:239) (cid:239) (cid:247) (cid:231) œ Œ ł Ł (cid:239) (cid:239) ß º (cid:254) (cid:238)
ố
– Z0 là kh năng b c h i l n nh t ấ – a, b, n là các tham s bi n đ i theo vùng ơ ớ ố ế ổ
S d ng ph
ử ụ
ằ
ươ n
c vi
ng trình cân b ng c:ướ t cho l u v c kín trong th i ờ ế
ự
ư
ướ
ằ
• PT cân b ng n kỳ nhi u năm: ề
X0 = Y0 + Z0
Trong đó:
ư
ẩ
ơ
t X
c Y
– X0: chu n m a năm ẩ – Y0: chu n dòng ch y năm ả ẩ – Z0: chu n b c h i năm ố Nh v y n u bi ế
ư ậ
ị
ượ
ế 0 và Z0 s xác đ nh đ ẽ
0.
ệ ố
ị
b) Xác đ nh h s phân tán C v
• Trong đó:
'
ng
ượ
– CvX: h s phân tán l
A
=
C
ệ ố m a năm
ư
v
08,0
+
( 4,0 FM 0
ố
) 1 (
+
C
-= a
063,0
lg
F
) 1
v
ị
ồ
ượ
ủ
=
C
v
ặ ng t
• A’, a, m: các tham s xác đ nh theo b n đ phân ả vùng th y văn ho c m n c a l u v c t ự ươ ủ ư
. ự
C a
vX m 0
c) Xác đ nh h s thiên l ch C ệ ố
ệ
ị
Trong đó: m xác đ nh theo t
ị
s=mCv s chung c a ủ
sông trong khu v c ho c l y m=2. ự
ỷ ố ặ ấ
ả
ị
thi
III. Xác đ nh phân ph i dòng ch y năm ố t kế ế
1. Ph
ng pháp năm đ i bi u
ươ
ể
ạ
ươ
t phân ph i dòng ch y năm thi
ế ế
v i d ng phân ph i c a
ng t
ả ự ớ ạ
t k có ố ủ
ng pháp: ố ố ươ
ể
ả
• C s c a ph ơ ở ủ – Gi thi ế ả d ng phân ph i t ạ năm • Nguyên t c: ắ ộ ọ ố ấ ợ ớ
ầ
, ự ế ạ i v i yêu c u dùng và s d ng c, thu phóng thành phân ph i dòng ch y năm
– Ch n ra m t năm đ i bi u đã x y ra trong th c t ử ụ ả
ố
có phân ph i b t l n thi
ướ t kế ế
Tiêu chu n ch n năm đ i bi u: ọ
ể
ẩ
ạ
• Đã x y ra trong th c t
ự ế
, có tài li u đo đ c ệ
ạ
ng bình quân năm x p x l u
ỉ ư
ấ
ư ượ ng bình quân năm thi
t k ế ế
i v i yêu c u dùng và s d ng
ử ụ
ầ
t nh
ư ượ
ệ
ỏ
t kéo dài
ả tin c yậ • Có l u l l ượ • B t l ấ ợ ớ c:ướ n – L u l – Th i gian mùa ki ờ
ng bình quân mùa ki ệ
Ph
ng pháp thu phóng m t t
s
ươ
ộ ỷ ố
ng dòng ch y năm thi ả
ng bình quân năm đ i bi u
ư ượ
ể
ạ
• Xác đ nh l u l t k Q ế ế p ư ượ ị • Ch n năm đ i bi u theo các tiêu chu n đã nêu: ạ ể ẩ
Q
W
p
p
=
=
k
p
Q đb
W đb
ể
ạ
Trong đó: Wp và Wđb là t ng l ng dòng ch y năm thi ả ổ • Xác đ nh quá trình phân ph i dòng ch y năm thi
ượ ố
t k và năm đ i bi u ế ế t k ế ế
ọ – Qđb » Qp Trong đó: Qđb là l u l • Tính t s thu phóng: ỉ ố
ả
ư ượ
ng bq tháng th i c a năm thi ứ
ủ
ế ế
t k và năm đ i ạ
Trong đó Qip và Qiđb là l u l
bi uể
ị – Qip=Qiđb.Kp
Ph
ng pháp thu phóng hai t
ươ
s ỷ ố
n~P) và dòng
t k (Q ả ế ế
ng t n su t dòng ch y năm thi ầ t k (Q ệ ấ k~P)
t k Q ng dòng ng dòng ch y năm thi ả ư ượ ườ ế ế ư ượ ế ế p và l u l
t thi ệ
ng bình quân mùa ki
ư ượ
ệ
t năm đ i bi u ạ
ể
• Ch n năm đ i bi u theo các tiêu chu n đã nêu: ẩ t k Q ế ế kp ể ạ
• Phân mùa dòng ch yả • Xây d ng đ ự ch y ki t thi ả • Xác đ nh l u l ị ch y ki ả ọ – Qđb » Qp – Qkđb » Qkp Trong đó: Qkđb là l u l
Ph
ng pháp thu phóng hai t
s (ti p)
ươ
ỷ ố ế
• Tính các t s thu phóng: ỉ ố =
=
K
;
k
W kp W
Q kp Q
kđđ
12
QTQ kp
p
=
=
K
l
- -
12
kđđ WW p kp WW đb
kđđ
k QT k
kđđ
Q đb
- -
ng dòng ch y ki t c a năm thi t k và ượ ả ệ ủ ế ế ổ
• Xác đ nh quá trình phân ph i dòng ch y năm thi
ả
ố
t k ế ế
Trong đó: Wkp và Wkđb là t ng l ể
năm đ i bi u ạ ị – Qip=Qiđb.Kk – Qjp=Qjđb.Kl Trong đó: i và j theo th t là ch s các tháng mùa ki t và mùa lũ ứ ự ỉ ố ệ
Nh n xét:
ậ
ễ ự
ệ
ơ
• • Nh
u đi m: đ n gi n, d th c hi n ả Ư ể c đi m: mang tính ch quan ượ
ủ
ể
2. Ph
ố
ạ
ng pháp Anđrêan p ươ h p theo th i đo n mùa) ờ ổ ợ ươ
ng pháp: ả
ấ ầ ằ t ệ
(pp t • C s c a ph ơ ở ủ – Coi t n su t dòng ch y năm b ng t n su t dòng ch y mùa ki ả ấ – L ng dòng
ng dòng ch y năm – L ả ượ ượ ả
h p th i đo n xác đ nh phân ph i dòng ch y năm cho ch y mùa ki ổ ợ ạ ả ố
h p th i đo n xác đ nh phân ph i dòng ch y năm theo ầ ng dòng ch y lũ = L ượ t ệ ả – PP t ị ờ t ng nhóm năm khác nhau ừ – PP t ị ờ ạ ả ố
• Phân ph i dòng ch y mùa trong năm ả • Phân ph i dòng ch y tháng trong mùa ả i có dòng ch y tháng trong năm Ghép l ả
ạ
ổ ợ hai giai đo nạ ố ố
N i dung
ộ
• B c 1: Chia các nhóm năm
ướ – Phân mùa dòng ch yả – Xây d ng đ
ả
ự
lũ và dòng ch y ki
ầ ệ
ng t n su t dòng ch y năm, dòng ch y ườ ả ả
t:
ệ
ả
ấ t k t thi ế ế – Chia nhóm năm theo t n su t dòng ch y mùa ki ầ ấ c (P<33.3%)
ướ
ấ
ả
• Nhóm năm nhi u n ề • Nhóm năm n c trung bình (P=33.3-66.6%) ướ • Nhóm năm ít n ướ
c (P>66.6%) – Chia nhóm năm theo t n su t dòng ch y mùa lũ: ầ c (P<33.3%) ướ
c (P>66.6%) • Nhóm năm nhi u n ề • Nhóm năm n c trung bình (P=33.3-66.6%) ướ • Nhóm năm ít n ướ
N i dung
ộ
ố
ướ
ệ ố
ả
t) trong năm cho
ừ
c trung
c, n
• B c 2: Tính h s phân ph i dòng ch y ặ ề
ệ ướ
ướ
c)ướ
cho t ng mùa (lũ ho c ki t ng nhóm năm (nhi u n ừ bình, ít n – L p b ng tính toán ả ậ
B ng: Tính phân ph i dòng ch y tháng trong mùa
ả
ả
ố
TT
Tháng th 1ứ
Tháng th 2ứ
Tháng th …ứ
Tháng th mứ
Năm Wmua
tháng
tháng
tháng W2
W1
Wm
(1)
(2)
(3)
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
(4)
(10)
(11)
1
2
3
4
N
(cid:229) W
*
T ngổ
Kj **
Chú thích
ủ
• C t 1: S TT c a năm ố • C t 2: Năm • C t 3: T ng l ng dòng ch y mùa (lũ ho c ki t) c a năm t ng ượ ả ặ ệ ủ ươ
ứ
ộ ộ ộ ng ộ ượ ng dòng ch y tháng l n nh t trong mùa và ớ ả ấ
tháng t
ổ c t 2 ở ộ • C t 4 và 5: T ng l ươ • C t 6 và 7: T ng l ng ổ ng ng ứ ổ ượ ng dòng ch y tháng l n th hai và tháng t ớ ứ ả ươ
ộ ngứ
ượ ố
• … • Hàng * là t ng l ổ kê tháng th ườ ả ng g p c a nó t ươ ng ng ứ ủ
ng dòng ch y mùa và tháng trong mùa và th ng ặ • Hàng ** là h s phân ph i tính b ng t l % so v i t ng l ng ệ ố ớ ổ ỉ ệ ượ ằ ố
dòng ch y mùa ả
Nh n xét:
ậ
• • Nh
c đi m: Kh i l
ng tính toán nhi u
u đi m: Có tính khách quan Ư ể ượ
ố ượ
ể
ề
Ghi chú:
• Trong tr
ợ
ườ
ng h p có ít tài li u đo đ c th y ệ
ạ ủ
ủ văn và không có tài li u đo đ c th y văn: ệ – M n d ng phân ph i dòng ch y c a l u v c ự ố
ạ ả ủ ư
ượ
ng t
t ươ
ạ ự ạ
– M n d ng phân ph i dòng ch y theo vùng ố
ượ
ả
