Vízügyi Közlemények, 1999 (81. évfolyam)

2. füzet - Stanescu, V-A.-Ungureanu, V.-Domokos M.: A Duna-vízgyűjtő regionalizálása az évi nagyvízhozamok eloszlásfüggvényeinek becsléséhez

A Duna-vízgyűjtő regionalizálása az évi nagyvízhozamok... 259 гиональные эмпирические функции распределения по рядам максимальных годовых расходов воды (таблицы /., II. и ///.), имеющиеся в распоряжении для 176 створов водомерных станций в бассейне р.Дуная (рис. 1.), при помощи которых можно оценивать величины квантилей максимальных годовых расходов воды и их модульных значений для створов с недостаточным наблюдением в бассейне р.Дуная. В первом этапе исследования („макро-регионализация") по всем 176 рядам максимальных годовых расходов воды в бассейне р.Дуная, имеющий площадь водосбора 817 тыс. км

2, были определены эмпирические функции распределения согласно формуле (3) (в формуле Q

g,ai означает максимальный годовый расход воды в и-том году, Qg,m и Cv среднюю величнину и коэффициент Еариации максимальных годовых расходов воды), потом были определены связи типа K

p=f(C

v) для модульных величин квантилей К

р, значения которых сняты с эмпирических функций распределения при заданных величин вероятностей п. На основании сгруппирования этих модульных величин, а также принимая во внимание географические характеристики итеративным путём были выделены 5 регионов в бассейне р.Дуная (рис. 1.), которые считались однородными по свойствам функции распределения максимальных годовых расходов воды. Серии графических зависимостей типа K

p=f(C

v) для всех 5 регионов показаны на рис. 2., их нумерические выражения приведены в главе 4.1 данного доклада. На рис. 3. показывается, что функции Ki%=f(C

v) - так и все остальные квантильные функции - различаются друг от друга сигнифично, что потверждает правилность выделение регионов сонласно рис. 1. С помощью эмпирических функций K

p=f(C

v) и используя формулу (4) для любых створов в бассейне р.Дуная с недостаточным наблюдением - при знании средней величины максимального годового расхода воды Q

g,

m и его коеффициента вариации Су - можно оценивать величины максимального годового расхода воды Q

g,

r с любой вероятностью превышения р (р квантильные величины). Для всех 176 эмпирических функций распределения были определены сглаживающие функции распределения типа Пирсона III (PS), Крицкого-Менкеля (КМ) и логарифмического типа (LN), а также различия последних от эмпирических функций распределения e(p,C

v) согласно формуле (7), о величинах которых информирует таблица IV. По таблице видно, что а) максимальные различия характерны для региона 1 (регион Альпы), б) величины различия е увеличиваются вместе с увеличением C

v, в) минимальные различия относятся к сглаживающей функции распределения типа Пирсона, III. Во второй части исследований („микро-регионализация") для 5 регионов Румынии, 98% 237 тыс. км

2-ной площади которой лежит в бассейне р.Дуная (рис. 4.) определились регрессионные связи типа (6) между квантильными величинами удельного максимального годового расхода воды q

g,

r=Qg,r/A и различными географическими характеристиками Я, водосборов По таблице V видно, что суммарно для 5 румынских гидрологических регионов наиболее тесной связью, как правило, являются корреляционные связи типа q

g,

r=f(A, H, B/L), где А означает площадь водосбора [км

2], Я её среднюю высоту над уровнем моря [м], В среднюю ширину [км] и L длину главного водотока [км]. Таблица VI, в качестве примера, показывает для румынской части водосбора р.Тиссы (регион 1 ) постоянные и ошибки оценки регрессионных связей типа (6), зависящие от вероятности превышения р при оптимальной комбинации географических параметров Регрессионные связи, полученные в результате „микро-регионализации" можно использовать для оценки квантильных величин удельного максимального годового расхода воды q

g,

r для створов с недостаточными наблюдениями при знании географических параметров водосбора.