WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 5 |

Можно отметить (табл. 1), что в бассейнах крупных и средних рек Алтая особенности многолетнего хода водности могут различаться, хотя, несомненно, прослеживаются общие черты.

Таблица Пространственно-временной ход маловодных и многоводных периодов рек бассейна Верхней Оби ( – маловодный период; – многоводный период; – нет наблюдений) Период наблюдения Река–пост Алей – Алейск Алей – Рубцовск Алей – Локоть Алей – Старо-Алейское Ануй – Старо-Торышкино Ануй – Солонешное Ануй – Ануйский Чарыш – Усть - Кумир Чарыш – Чарышский Локтевка – Курья Иша – Усть-Иша Майма – Майма Урсул – Онгудай Катунь – Сростки Чулышман – Балыкча Бия – Бийск Необходимость оценки структуры полей различных характеристик на основе анализа их пространственной коррелированности возникает при решении многих научных и прикладных гидрологических задач, среди которых анализ синхронности колебаний речного стока, приведение параметров стока к многолетнему периоду наблюдений (Рождественский, Лобанова, 1969), оценка точности исходной гидрометрической информации (Алексеев, 1971), пространственная интерполяция гидрологических характеристик (Сомов, 1963; Рождественский, Лобанова, 1969, 1973; Бураков, 1980, и др.).

Большинство выполненных исследований пространственной коррелированности гидрологических характеристик посвящено изучению зависимости парных коэффициентов корреляции от расстояния между центрами тяжести речных бассейнов. В горных районах эта зависимость оказывается недостаточно тесной, что вызвано пестротой распределения ландшафтногидрологических характеристик в горах.

Для анализа степени синхронности (асинхронности) колебаний годового стока с применением корреляционного анализа отобрано 46 бассейнов с периодом совместных наблюдений, превышающим 20 лет (табл. 2).

Таблица Количество пунктов наблюдений и их доля от общего числа Бассейн Всего Конец срока Конец срока реки наблюдений ранее 2001 г. наблюдений – 2001 г.

Количество Доля, % Количество Доля, % Катунь 15 6 40 9 Бия 13 5 38 8 Чарыш 8 0 0 8 Ануй 3 1 33 2 Песчаная 1 0 0 1 Каменка 2 1 50 1 Алей 4 0 0 4 Всего 46 13 28 33 Некоторые из рассмотренных бассейнов имеют достаточно длительные ряды наблюдений (совместный период с 1932 по 2001 гг.), что позволяет рассчитать коэффициенты парной корреляции по скользящим десятилетиям, двадцати-, тридцати-, сорокалетиям. В результате появляется возможность проследить за изменениями коэффициентов корреляции на различных отрезках временного ряда. Анализ коэффициентов парной корреляции показал, что при различном выборе года начала (окончания) отрезков и для различной их продолжительности (10, 20, 30 лет), как и следовало ожидать, с увеличением продолжительности расчетного периода изменчивость коэффициентов корреляции уменьшается. Если продолжительность превышает 30–40 лет, то отклонения коэффициента корреляции от его многолетнего значения становятся минимальными (табл. 3, 4).

Следует добавить, что амплитуда колебаний коэффициента парной корреляции (r) по 10-, 20-, 30-летиям и т.д. зависит от значения r за многолетний период: чем выше r, тем меньше амплитуда колебаний.

Таблица Коэффициенты парной корреляции по 20-летним и 30-летним периодам (реки Бия – ст. Бийск, Песчаная – ст. Точильное, r0 = 0,678 за 1932–2001 гг.) Двадцатилетние периоды Тридцатилетние периоды начало конец r начало конец r Начало конец r 1932 1951 0,843 1973 1992 0,811 1932 1961 0,1933 1952 0,840 1974 1993 0,810 1933 1962 0,1934 1953 0,830 1975 1994 0,766 1934 1963 0,1935 1954 0,820 1976 1995 0,789 1935 1964 0,1936 1955 0,850 1977 1996 0,582 1936 1965 0,1937 1956 0,835 1978 1997 0,528 1937 1966 0,1938 1957 0,845 1979 1998 0,460 1938 1967 0,1939 1958 0,812 1980 1999 0,454 1939 1968 0,1940 1959 0,810 1981 2000 0,403 1940 1969 0,1941 1960 0,812 1982 2001 0,378 1941 1970 0,1942 1961 0,842 1942 1971 0,1943 1962 0,843 1943 1972 0,1944 1963 0,845 1944 1973 0,1945 1964 0,850 1945 1974 0,1946 1965 0,853 1946 1975 0,1947 1966 0,787 1947 1976 0,1948 1967 0,767 1948 1977 0,1949 1968 0,779 1949 1978 0,1950 1969 0,808 1950 1979 0,1951 1970 0,820 1951 1980 0,1952 1971 0,812 1952 1981 0,1953 1972 0,820 1953 1982 0,1954 1973 0,822 1954 1983 0,1955 1974 0,832 1955 1984 0,1956 1975 0,823 1956 1985 0,1957 1976 0,824 1957 1986 0,1958 1977 0,830 1958 1987 0,1959 1978 0,800 1959 1988 0,1960 1979 0,810 1960 1989 0,1961 1980 0,809 1961 1990 0,1962 1981 0,795 1962 1991 0,1963 1982 0,784 1963 1992 0,1964 1983 0,789 1964 1993 0,1965 1984 0,819 1965 1994 0,1966 1985 0,825 1966 1995 0,1967 1986 0,823 1967 1996 0,1968 1987 0,805 1968 1997 0,1969 1988 0,821 1969 1998 0,1970 1989 0,784 1970 1999 0,1971 1990 0,775 1971 2000 0,1972 1991 0,806 1972 2001 0,Отмечается общая закономерность снижения коэффициента парной корреляции для большинства бассейнов рассматриваемой территории с конца 90-х до начала 2000-х годов. Например, коэффициент парной корреляции годового стока бассейнов рек Катунь–Сростки и Бия–Бийск за период с по 1961 гг. составил 0.814, а за период с 1972 по 2000 гг. – 0.604. Другой пример приведен в табл. 3, где представлены коэффициенты парной корреляции по 20-, 30-летним периодам (реки Бия – ст. Бийск, Песчаная – ст. Точильное, r0 = 0,678 за 1932–2001 гг.). Подобная закономерность, которая отмечается для всех сравниваемых пар бассейнов, по-видимому, объясняется снижением амплитуды колебаний стока за последние двадцать-тридцать лет.

Этот факт отмечается на интегрально-разностных кривых, на которых в начальные периоды наблюдений размах колебаний стока был значительней, чем за последний период.

Показатели точности оценок выборочных коэффициентов корреляции, установленные непосредственно по материалам наблюдений, характеризуют данные табл. 4.

Таблица Показатели точности оценки парных коэффициентов корреляции Сравни- r Средняя квадра- Стандартное от- Амплитуда колеваемые бас- (за мно- тичная ошибка ко- клонение коэф- баний коэффицисейны голетний эффициента пар- фициента корре- ента корреляции период) N ной корреляции ляции по данным по данным нанаблюдений за блюдений за r r n-летние периоды n-летние периоды по (1) по (2) 1 2 3 4 5 6 20 0,1238 0,1330 0,1176 0,р. Бия – Бийск 30 0,1002 0,1049 0,1048 0,– 40 0,0864 0,0894 0,0809 0,р. Песчаная 50 0,0771 0,0792 0,0608 0,– 0,60 0,0703 0,0718 0,0727 0,Точильное 70 0,0650 0,20 0,0916 0,1006 0,1216 0,р. Бия – 30 0,0742 0, 0788 0,0924 0,Бийск 40 0,0639 0,0668 0,0439 0,– 50 0,0570 0,0591 0,0303 0,р. Катунь – 0,60 0,0520 0,0535 0,0110 0,Сростки 70 0,0481 0,20 0,0679 0,0757 0,0377 0,р. Бия – 30 0,0550 0,0590 0,0346 0,Бийск – 40 0,0474 0,0499 0,0122 0,р. Чу- 50 0,0423 0,0441 0,0090 0,0,лышман – 60 0,0385 0,0399 0,0113 0,Балыкча 70 0,0356 0,Максимальное отклонение рассчитанных выборочных коэффициентов корреляции от их многолетних значений, в соответствии с отмеченной выше закономерностью, относится к случаям, когда выборка включает данные за последние 20–30 лет, причем выборочные значения r меньше многолетних.

Интересно сравнить показатели случайных ошибок выборочных значений коэффициентов корреляции (табл. 4), полученных по данным наблюдений, с теоретическими их оценками. Согласно В.И. Романовскому (1938), при достаточно больших N (более 20–25 лет) средняя квадратичная ошибка коэффициента парной корреляции определяется по формуле:

1 - r =. (1) r N - Для произвольных N формула получает более сложный вид 1 - r2 11r2 75r2 - = 1 + +. (2) r 2N N - 1 2N r Результаты вычислений по этим формулам приведены в табл. 4.

r Эти результаты показывают, что теоретические оценки оказываются в ряде случаев больше выборочных, рассчитанных непосредственно по данным наблюдений за n-летние периоды. Дело в том, что, теоретический аппарат оценки случайных погрешностей выборочных данных разработан применительно к нормально распределенным и не зависимым статистическим данным. Расчет выборочных коэффициентов корреляции по скользящим n-летиям приводит к сильной зависимости коэффициентов парной корреляции, что дополнительно подтверждается результатами расчетов представленных в табл. 3, в которой коэффициенты корреляции по скользящим n-летиям имеют четко выраженный сглаженный ход с высоким коэффициентом автокорреляции.

Следовательно, приведенные теоретические и выборочные оценки, несопоставимы, так как теоретический аппарат для оценки случайных погрешностей коэффициентов корреляции скользящих n-летий не разработан.

Теоретические оценки средней квадратичной ошибки по формулам (1) и (2) характеризуют отклонения коэффициентов корреляции только за счет случайной флуктуации выборочных данных. Территориальная изменчивость этих коэффициентов существенно выше за счет пространственной неоднородности условий формирования стока.

Большинство рассматриваемых нами рядов наблюдений заканчиваются в 2001 г. Следовательно, коэффициенты парной корреляции в этих случаях окажутся несколько заниженными, поскольку включение последнего периода дает снижение тесноты связей годового стока. Это обстоятельство окажется более заметным при длительности рядов совместных наблюдений меньше 30 лет, и в случае средней и низкой корреляции. Следовательно, полученные результаты дают некоторый «запас прочности», т.е. более осторожные (несколько заниженные) оценки тесноты корреляционных связей годового стока.

2. Территориальное распределение пространственной корреляции годового стока определяется комплексным воздействием физикогеографических факторов. Установлены зависимости парной корреляции от расстояния между центрами тяжести бассейнов, превышения их высот, разницы лесистости и угла отклонения прямой, соединяющей центры тяжести бассейнов рек от направления западного переноса («угол отклонения» ).

Для анализа пространственной корреляции характеристик стока широко применяется корреляционная функция, отражающая закономерность снижения парной корреляции с увеличением расстояния (L, км) между центрами тяжести сравниваемых бассейнов (Н.В. Сомов, 1963). На рис. 1 представлена корреляционная функция годового стока рек бассейна Верхней Оби.

Значительный разброс точек в поле координат (r, L, км) связан, очевидно, не только со случайными ошибками расчета парной корреляции по коротким рядам наблюдений.

Рис. 1 Эмпирическая пространственная корреляционная функция годового стока рек бассейна Верхней Оби 1 – аппроксимация полиномом третьей степени (сплошная линия) r = -5.010-9 L3 +6.010-6 L2 – 0.0029L + 0.8705;

2 – линейная аппроксимация (пунктир) r = -0.0012L + 0.Изменение ландшафтных характеристик в горах в значительной степени связано с изменением высоты местоположения. Косвенной характеристикой влияния высотной поясности является разность высот центров тяжести сравниваемых пар бассейнов (Н). Наибольшее число случаев высокой парной корреляции годового стока (r>0.75) отмечается для Н меньше 500 м.

С увеличением Н доля случаев высокой корреляционной связи снижается, а при Н более 2000 м такие случаи отсутствуют вовсе. В то же время повторяемость случаев с отрицательной парной корреляцией возрастает по мере роста Н с 1% (при Н меньше 500 м) до 79% (при Н свыше 2000 м).

Существенной причиной является разнообразие типов питания (ледниковое, снеговое, дождевое, подземное), которое обусловлено высотной поясностью, котловинным и барьерным эффектами и другими факторами, вызывающими пестроту распределения увлажнения, теплообеспеченности, водопроницаемости почв, соотношения динамичного и базисного (глубокого подземного) водного питания рек. Действительно, теснота зависимости r=f(L) для всех рассматриваемых рек (рис. 1) характеризуется коэффициентом корреляции 0.44 и средним квадратичным отклонение точек от линии регрессии 0.27. Если же исключить ледниковые реки, которые дают отрицательную корреляцию с неледниковыми, то параметры тесноты рассматриваемой связи окажутся соответственно 0.53 и 0.18, то есть связь оказывается более тесной. Ниже показано, что при более детальном ранжировании рек на группы по типам питания, пространственная связность годового стока в каждой группе окажется заметно теснее.

Другим показателем различия ландшафтных характеристик может выступать разница степени лесистости сравниваемых пар бассейнов (fл).

С увеличением разницы лесистости число случаев с высокой парной корреляцией (0.75 и более) сокращается, что определяется усилением контрастности мезоклиматических и ландшафтных условий сравниваемых бассейнов.

Наибольшее число случаев высокой корреляционной зависимости отмечено при разнице в лесистости до 30%, поскольку в данную группу чаще «попадают» парные бассейны со схожим набором ландшафтов. С ростом разницы лесистости число случаев высокой парной корреляции стока сокращается:

при разнице в 31–61% – почти вдвое, а при разнице в свыше 70% – более чем втрое. Случаи средней тесноты парной корреляционной зависимости стока рек во всех трех группах превышают остальные, но прослеживается динамика к увеличению их повторяемости при возрастании разницы лесистости (от менее 30% до 70% и более) примерно на 15%.

Пространственная корреляция годового стока в горах определяется комплексным влиянием ландшафтно-гидрологических характеристик. Для количественного выражения этого влияния используем характеристики:

• расстояние между центрами тяжести сравниваемых бассейнов (L, км);

• разницу лесистости бассейнов (fл);

• превышение высот центров тяжести бассейнов (Н);

• угол отклонения ().

Для установления зависимостей коэффициентов корреляции от этих характеристик используем множественный корреляционный анализ. Как показали расчеты, речные бассейны, расположенные в сложной по орографическим, климатическим и другим ландшафтным критериям территории, следует разделить на группы, сходные по доминирующему типу водного питания (рис. 2):

I – низкогорные и предгорные реки снегового питания (степные и лесостепные с преобладанием степных ландшафтов, 153 пары бассейнов);

II – реки снегодождевого питания (лесные и лесостепные горные и предгорные бассейны в условиях достаточного и избыточного увлажнения, 190 пар бассейнов);

III – высокогорные реки снегового питания (тундра, альпийские луга при подчиненной роли лесных и болотных урочищ, оледенение отсутствует, или невелико, 21 пара бассейнов);

IV – реки ледниково-снегового питания со значительной долей оледенения (более 15–20%), 6 пар бассейнов.

Pages:     | 1 || 3 | 4 |   ...   | 5 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.