Hidrológiai Közlöny 1968 (48. évfolyam)

5. szám - Csoma János: Különböző valószínűségű vízhozamok és vízállások meghatározása

Csorna J.: Különböző valószínűségű vízhozamok Hidrológiai Közlöny 1968. 5. sz. 233 dott. Megállapítható továbbá, hogy a három para­méteres gamma eloszlás illeszkedése jobb, mint a szabályos eloszlásé. 3. Összefoglalás Tanulmányunkban arra törekedtünk, hogy rámutassunk a mértékadó árvizek meghatározá­sára szolgáló eddig alkalmazott módszerek bizony­talanságaira. Ugyanakkor matematikai statisz­tikai szempontból szabatos, viszonylag kevés mun­kát igénylő számítási eljárást mutattunk be, amely általánosan alkalmazható nemcsak vízállásra és vízhozamra, hanem a jégjelenségek, csapadék, talaj vízállás stb. valószínűségének becslésére is. Az alkalmazást indokolja az a tény is, hogy a GOSZT szabványban javasolt Foster—Ribkin el­járás — elsősorban kisebb vízfolyásoknál — álta­lában nem alkalmazható, és fizikailag is értelmetlen eredményekhez vezethet. Az eljárás hátránya a meglehetősen nagy számítási munka is. A C 8 és C„ paraméterekhez szükséges (k —1), (k —l) 2, (k — l) 3 értékek meghatározása amellett, hogy igen hosz­szadalmas, sok hibalehetőséget is rejt magában. Matematikai statisztikai feldolgozásoknál ma már széles körben az általunk bemutatott osztálykö­zökkel való számítást alkalmazzák, aminek jogos­ságát Sepphard a századforduló előtt igazolta. Megállapítható, hogy a bemutatott eljárás munkaigénye csupán egyharmada Foster—Ribkin módszerének (1., 2., 3., 4. táblázat). Az osztálykö­zökkel történő számításnál ezen kívül lényegesen egyszerűbb műveleteket (legtöbb esetben fejben elvégezhető szorzást, összeadást) kell végezni. A függetlenség és egyöntetűség vizsgálat — amit bár­mely eljárásnál el kell végezni — sem növeli meg lényegesen a munkát. A függetlenség vizsgálatot ugyanis egy adott vízfolyásnál elégséges egy, vagy két szelvényre elvégezni, mert a vízjárás a vízfo­lyás hossza mentén nem változhat meg annyira, hogy az adatok függetlenségét megbontsa. A reprezentativitás első feltétele lényegében az adatok hidrológiai ellenőrzését jelenti, amit min­denféle számítás előtt szükségszerűen el kell vé­gezni. Vonatkozik ez a reprezentativitás második feltételére is. Nem egyöntetű — inhomogén —adat­sor ugyanis semmiféle feldolgozásra, még elemi sta­tisztikai feldolgozásra sem alkalmas. A mértékadó árvizek szabatos meghatározását nemcsak az árvízvédelem, hanem az egész vízgaz­dálkodás igényli. A tervezés — elsősorban a Víz­ügyi Tervező Iroda — részéről is mind sürgetőbben jelentkezik az igény a különböző valószínűségű vízállások és vízhozamok meghatározására szol­gáló szabatos feldolgozási módszer iránt. A tanulmányban bemutatott eljárások alkal­mazása olyan szabatos számítási módszert ad a gyakorlat kezébe, amely az alapfeltételek telje­sülése esetén minden esetben biztosítani tudja a számítások elvégzését, egymással összehasonlít­ható, azonos súlyú eredményeket szolgáltat, ugyan­akkor jelentősen lecsökkenti a jelenlegi gyakorlat­ban szükséges számítási munkát, tehát lényegesen gazdaságosabb. IRODALOM [1] Bogárdi J.—Szigyártó Z.: Mathematieal statistics as a method for hydrological investigations. Inter­national post-graduate course on hydrological me­thods for developing water resources management. Series of manuals No. 7. Budapest, 1966. [2] Csorna J.: Vízállásadatok egyöntetűségének vizs­gálata. Hidrológiai Közlöny, Budapest 1966. 10. sz. 474—481. [3] Fischer R. A.: Statistical methods for Research Workers. Oliver-Boyd. Edinburgh—London, 1948. [4] Kreps H.: Rövidebb idősorok árvízi eloszlásának extrapolálása statisztikai elemzés számára. AIHS Assemblée Qénerale de Romé, 1954. Tome III. [5] Lebedev B. B.: Hidrológia és hidrometria példák­ban. Hidrometeorológiai Kiadó (GIMIZ), Leningrád, 1961. [6] Markovié R. D.: I'robability functions of best fit to distributions of annual recipitation and runoff. Hidrology papers No. 8. Colorado State University. Fort Collins. Col. 1965. [7] Puskás T.: A kisvízi vízkészlet jellemzőinek számí­tására szolgáló eljárások vizsgálata. Összefoglaló jelentés. Témaszám: 8.03.01.05. Vízgazdálkodási Tudományos Kutató Intézet, Budapest, 1964. [8] Rényi A.: Valószínűsógszámítás. Tankönyvkiadó, Budapest, 1954. [9] Szentmártony T.: Matematikai statisztika a mű­szaki gyakorlatban. Tudományos Könyvkiadó NV. Budapest, 1950. f 10] Szesztay K.: Statisztikai módszerek a mérnöki hid­rológiában. Közlekedési Kiadó, Budapest, 1953. [11] Szigyártó Z.: Hidrológiai események valószínűsé­gének becslése eloszlásfüggvények segítségével. Víz­ügyi Közlemények, Budapest 1966. év 4. füzet, 453—480. [12] Velikanov M. A.: A szárazföld hidrológiája. Hidro­meteorológiai Kiadó (GIMIZ), Leningrád, 1948. [13] Wald A.— Wolfoivitz .J.. An exact Test for Ran­domness in the Nonparametric Case Based on Se­rial Correlation. The Annals of Mathematieal Sta­tistics, Baltimore, XIV. V. 1943. 378—388. OnpeAeJieHMe pacxoaoB H r0pn30HT0B boaw pa3Hoü BepOHTHOCTH Homü, fi. B nepBOH qacTH CTaTbH aaeTCji oő3op o GojibuiimcTBe MeTOAOB, cjjy>Kainnx ajih onpeaejieHHa pacMeTHbix naBOA­KOB. H3JiaraioTCH pacneTHue MeToaw, npmvieHfleMbie B BeHi epcKOÜ npaKTHKe. HaHÖOJiee waCTO npuMeHjieTca T. H. 3MriHpHHeCKafl BepOHTHOCTb flJIJI OUCHKH paCXOAOB, 0>KH­ZiaeMbix c pa3Hoü BepoflTHOCTbio. B CTaTbe floi<a3biBaeTCH, MTO SMnupimecKoíí BeposiTHocTii HeT, TaKoií Hen3BecTHa B MaTeMaTtmecKOH CTaTHCTHKe u npwvieHeHHe ee, a TaioKe ncn0Jib30BaHne STOIO TepMHHa NPHBOAHT K SojibiiiHM oumőKaM. 3MnnpnMeci<afl BepoíiTHocTb npaKTtmecKH aHa­JlOTHMHa C OTHOCHTejIbHOÍÍ nOBTOpaeMOCTbK). Ha 0CH0Be H3yieHHH rpa<j)jmeci<nx MeTOAOB aBTop onpefleJiaeT, MTO íuih juoöoro pacnpeAejieHHH MOJKHO CO­CTaBHTb iiiKaJiy, Ha KOTopoií pacnpeaejieHne MO>KHO H3O6­pa>KaTb npii noMomii npaMOÜ. K npHroTOBJieHHK) iiiKaabi 0flHaK0 Hy>KHO onpeflejiHTh 3aBHCHM0CTb pacnpeaejieHHH, a K ucn0Jib30BaHHro uiKaJibi Ha 0CH0Be HMeiomnxcH iWH­HUX (npoö) Hy>KHo onpeaejiHTb xapaicrepHbie napaMeTpbi, MToőbi MorjiH BbiőpaTb cooTBeTCTByiomyK) uiKaiiy. Ilocjie onpeaeJieHHíi xapaKTepHbix napaMeTpoB y»ce npaBHJibHO MOWHO nocMHTaTb TeopeTHMecKyio 3aBHCHM0CTb pacnpeae­jieHH«. y rpaifmiecKHx pacMeTOB He BO3MO>KHO npoBecTH M3yieHHe IIOAOGHÍI. B CBH3H c METOAOM Kpenca B CTATBE OTMCTHTCH, MTO OH B CyiUHOCTH OTHOCHTCH K rpa(})HMeCKHM MeTOflaM H co­AEPJKHT Bee Te OLUHÖKH, KOTOPWE OŐMMHO NPOHBAJUOTCJI npii rpa<j)HMecKoft pa3pa6oTKe. Hefl0CTaTK0M MeToaa eme ÍIBJlHeTCH H TO, MTO rjOBTOpeHHe ÍIBJieHHH n0Ka3bIBaeTC5I He BO BpeMeHH, a B KOJiHMecTBe, H nepexoA c KOJiHMecTBa Ha BpeMH OnHTb IipiIBOAHT K HeKOTOpbIM HeyBepeHH0CT3M. fljifl Kpi-iTWKH MeToaa (Pocmep—Puökuhü ncnojib3y­itch aBTopoM HCCJieAOBaHHe BeAUKaHoea. BeAwcaHoe yT-

Next

/
  • Elrendezés
  • Igazítás
  • Forgatás
Oldalképek
Tartalom