第三章(1)地表水资源.pptx

第三章 地表水资源;第一节 基本资料的收集与审查;区域社会经济资料：人口、耕地面积、作物组成、耕作制度、工农业产值、工农业生活用水 自然地理特征资料：地形、地貌、地理位置、地质、土壤、植被、气候、土地利用情况、流域面积、形状、水系、河流长度 水文气象资料：水文站分布、水位、流量、水温、冰情、洪、枯水调查资料 水资源开发利用资料：引、提水工程、堤防、水土保持工程、灌溉面积、灌溉定额、渠系有效利用系数、田间回归系数等 以往水文、水资源分析计算和研究成果：水资源调查评价、水资源综合规划、灌区规划、城市供水规划、水文手册等;径流资料的审查 （一）可靠性审查 资料可靠性审查要从资料来源、测验方法、整编精度和水量平衡等方面进行。重点可放在质量较差的新中国成立前和“文革”期间资料。对测站控制条件、测验手段和人员变动的年份也应注意。 对于径流资料的可靠性，可从上下游水量平衡、径流模数、水位流量关系等方面分析检查，对一些可疑的记录进行上下游水量平衡计算。;（二）资料一致性审查 径流资料的一致性受气候条件、下垫面和人类活动三个方面的影响。 判断资料整体趋势法：Mann-Kendall非参数秩次相关检验法、Spearman秩次相关检验法、滑动平均检验法等 判断资料中跳跃成分法：累积曲线法、有序聚类分析法、重标度极差分析法等;累积曲线法 累积曲线法是水资源评价和水文分析中最常用，也是最简单的一种方法，在作双累积曲线时，经常采用累积降雨量与累积径流深关系曲线。;Mann-Kendall非参数秩次相关检验法 对于径流系列x1, x2, …, xn(n为系列长度)，所有对偶观测值（xi, xj) (j>i)中，xi<xj出现的个数为Pi，顺序 (i, j) 的子集是（i=1, j=2, 3, …, n)、(i=2, j=3, 4, 5, …, n)、…、(i=n-1, j=n), 则可构造统计量： ; 统计量U称为Kendall秩次相关系数，当n增加时，U将很快收敛于标准正态分布。给定显著性水平α，其双尾检验临界值为U α/2，当|U|< U α/2时，系列趋势不显著，资料一致性较好；当|U|> U α/2，系列趋势显著，如U>0，系列呈上升趋势，如U<0，系列呈下降趋??。 ;;（1）ΣPi=302，n=45，计算：τ=-0.3899，var(τ)=0.0107, U=-3.776 （2）取显著性水平α=0.05，查标准正态分布表： U α/2=1.96，|U|>U α/2，且U<0，说明径流遭到破坏。 目前有“还原”和“折现”途径，我国在水资源评价中统一采用“还原”。;（三）资料代表性分析 滑动平均值法 累积平均值法 差积曲线法 长短系列对比分析法;资料的插补延展 （一）年径流量的插补展延 1、流域平均年降水量与年径流量相关法 以年降水量为参证变量，借助于简单的年降水—径流相关图插补缺测期年径流量。 【例】已知汉江上游武侯镇水文站有实测长系列年径流资料，但其以上汉江主要支流沮水河上的茶店子水文站因建站较晚，仅有1966年以后的径流资料，试用两站1966年至1980年同期年径流资料进行相关分析，建立回归方程，并用武侯镇资料将茶店子的年径流量系列延长至1956年。;解：（1）相关性分析，从成因上分析，两站间径流量之间应有较好相关关系。 ;（2）相关系数。经计算两站同期年径流的相关系数r=0.9941 取α=0.01查临界相关系数r α=0.641，表明相关性非常好。 （3）回归方程。经计算得回归方程为： W茶=0.247+0.3795W武 （4）资料延长。将1956—1966年逐年武侯镇径流量分别代入上式。;年降水-径流关系受降水年内分配的影响很大，而且还与前期流域蓄水量有关，故相关关系不十分密切。此时可以考虑降水的时程分配、蒸发、上一年地下水的蓄水量以及降水与径流在时间上的对应性，适当改变参证变量或者增加参数。;上下游站年净流量相关法 相邻流域年径流相关法 汛期径流量与年径流量相关法 （二）月径流量的插补展延 1、汛期缺测月径流量 （1）只有水位资料而未推求流量的月份，可借用水文情势相似年份的水位流量关系，由逐日平均水位推求逐日平均流量，在计算月平均。;（2）当同一河流上、下游或相似流域内有充分实测径流资料时，可用上、下游站或两个流域月径流相关图进行插补。 （3）当建立的月降水量与月径流量相关点据比较散乱时，可考虑以影响月径流量大小的前期降水量、前期降水分配特性等指标作参数，建立多要素相关关系。 2、非汛期缺测月份径流量 （1）非汛期径流量不大时，缺测月份径流量可用同月径流量的多年平均值来代替。 （2）