非一致性洪水频率分析及变化情景下水库防洪风险评估
发布时间：2021-08-04 11:30
近年来,随着气候变化和下垫面变化的影响,洪水和干旱等极端事件发生的越来越频繁,基于一致性假设的水文分析方法的适用性受到质疑,而非一致性理论在国内外的水文频率分析中应用越来越普遍。本文以宜昌水文站和杨房沟水库为研究对象,对其径流和洪水进行非一致性洪水频率分析,并考虑未来降雨的不确定性进一步分析了杨房沟水库的防洪风险。主要研究内容及结果如下:（1）水文序列非一致性诊断。采用较为常用的Pettitt和Mann-Kendall非参数检验法,对宜昌水文站和杨房沟水电站径流序列进行了非一致性诊断,在显著性水平为5%下,宜昌水文站水文序列存在显著跳跃性和趋势性,杨房沟水电站水文序列年际变化不大,仍具有一致性。（2）非一致性频率分析。由宜昌水文站和杨房沟水电站坝址径流序列基于GAMLSS模型分别进行了非一致性洪水频率分析选取各径流序列最优非一致性模型用于设计洪水计算。（3）一致性设计洪水计算。由杨房沟水电站坝址处基准期实测径流序列和未来时期不同情景下ASD和SDSM模型耦合SWAT模型的模拟径流序列进行一致性频率分析绘制频率曲线图,基准期洪水序列一致性设计洪水频率曲线大多数位于ASD和SDSM模型之间...
【文章来源】：华中科技大学湖北省 211工程院校 985工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：88 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
-1宜昌水文站上游流域水系概化图
由宜昌水文站逐日平均流量序列提取出实测连序年最大洪水径流序列，径流序列过程线如图 2.2-2 所示，根据其过程线簇可通过目估观察序列是否存在上下波动从而进行水文序列的初步诊断，并结合 Pettitt 检验法对实测洪水径流序列进行非一致性详细诊断，该检验法统计量t ,nU发生概率分别如表 2.2-3 和图 2.2-3 所示。本文选取相应的显著性水平 α =0.05，结果表明，宜昌水文站年最大 7 日洪量序列于 1967 年发生显著性跳跃，观察年际变化图发现该时间节点前后平均值的确具有减小的趋势，年最大 1 日洪量、年最大 3 日洪量最大统计量发生概率为 0.89，定义为非显著性可能突变点。表 2.2-1 宜昌水文站洪水径流序列 Pettitt 检验法统计量结果表径流系列 年最大 1 日洪量 年最大 3 日洪量 年最大 7 日洪量可能突变点 1963 1963 1967发生概率tP 0.89 0.89 0.96
15（c）年最大 7 日洪量 2.2-3 宜昌水文站径流系列非一致性 Pettitt 检验结果endall 检验法相同，对宜昌水文站实测洪水径流序列进行非MK 结果及其统计量曲线分别如表 2.2-2 和图 2.2 α =0.05，由正态分布可得出其临界值1 2=1.96αU 站实测洪水径流系列均不存在显著变异趋势，同于零，该洪水径流序列存在下降趋势，与图 2.2值线（若 0τUF ，序列表现为下降趋势）也相吻2.2-4 发现，年最大 1 日洪量、年最大 3 日洪量和年
【参考文献】：
期刊论文
[1]贝叶斯框架下等可靠度法推求洪水设计值的不确定性分析[J]. 胡义明,梁忠民,杨靖,王军,李彬权. 水资源研究. 2016(06)
[2]一种新的洪水频率分析方法研究[J]. 王雪妮,周晶. 水利学报. 2016(06)
[3]设计洪水计算方法研究进展与评价[J]. 郭生练,刘章君,熊立华. 水利学报. 2016(03)
[4]水文序列非一致性对其参数估计不确定性影响研究[J]. 冯平,黄凯. 水利学报. 2015(10)
[5]渭河流域降雨时间序列非一致性频率分析[J]. 杜涛,熊立华,江聪. 干旱区地理. 2014(03)
[6]考虑抽样不确定性的水文设计值估计[J]. 胡义明,梁忠民,王军,杨好周. 水科学进展. 2013(05)
[7]基于GAMLSS模型的宜昌站年径流序列趋势分析[J]. 江聪,熊立华. 地理学报. 2012(11)
[8]具有跳跃变异的非一致分布水文序列频率计算方法[J]. 宋松柏,李扬,蔡明科. 水利学报. 2012(06)
[9]基于模拟退火算法的皮尔逊Ⅲ型分布参数估计[J]. 陈子全,宋松柏,曾智,李扬. 人民黄河. 2012(05)
[10]非一致性水文频率分析的研究进展[J]. 梁忠民,胡义明,王军. 水科学进展. 2011(06)
博士论文
[1]考虑水文过程的年径流非一致性分析[D]. 江聪.武汉大学 2017
[2]气候变化背景下非一致性设计洪水流量研究[D]. 杜涛.武汉大学 2016
[3]非一致性洪水分析计算及对水利工程防洪影响研究[D]. 曾杭.天津大学 2015
[4]变化环境下非一致性水资源与洪旱问题研究[D]. 李析男.武汉大学 2014
[5]变化环境下区域水资源变异与评价方法不确定性[D]. 许斌.武汉大学 2013
[6]气候变化对流域水循环和水资源影响的研究[D]. 郭靖.武汉大学 2010
硕士论文
[1]气候变化驱动下玛纳斯河山区径流演变规律研究[D]. 郑锦涛.石河子大学 2018
[2]变化环境下非一致性洪水频率分析及重现期研究[D]. 孙华锋.天津大学 2017
[3]基于协变量的非一致性洪水频率分析[D]. 谭森明.天津大学 2016
[4]非一致性洪水遭遇风险分析及其对河道防洪影响评价[D]. 李子远.天津大学 2016
[5]非一致性年径流序列频率分析计算[D]. 成静清.西北农林科技大学 2010
本文编号：3321616
【文章来源】：华中科技大学湖北省 211工程院校 985工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：88 页
【学位级别】：硕士
【部分图文】：
-1宜昌水文站上游流域水系概化图
由宜昌水文站逐日平均流量序列提取出实测连序年最大洪水径流序列，径流序列过程线如图 2.2-2 所示，根据其过程线簇可通过目估观察序列是否存在上下波动从而进行水文序列的初步诊断，并结合 Pettitt 检验法对实测洪水径流序列进行非一致性详细诊断，该检验法统计量t ,nU发生概率分别如表 2.2-3 和图 2.2-3 所示。本文选取相应的显著性水平 α =0.05，结果表明，宜昌水文站年最大 7 日洪量序列于 1967 年发生显著性跳跃，观察年际变化图发现该时间节点前后平均值的确具有减小的趋势，年最大 1 日洪量、年最大 3 日洪量最大统计量发生概率为 0.89，定义为非显著性可能突变点。表 2.2-1 宜昌水文站洪水径流序列 Pettitt 检验法统计量结果表径流系列 年最大 1 日洪量 年最大 3 日洪量 年最大 7 日洪量可能突变点 1963 1963 1967发生概率tP 0.89 0.89 0.96
15（c）年最大 7 日洪量 2.2-3 宜昌水文站径流系列非一致性 Pettitt 检验结果endall 检验法相同，对宜昌水文站实测洪水径流序列进行非MK 结果及其统计量曲线分别如表 2.2-2 和图 2.2 α =0.05，由正态分布可得出其临界值1 2=1.96αU 站实测洪水径流系列均不存在显著变异趋势，同于零，该洪水径流序列存在下降趋势，与图 2.2值线（若 0τUF ，序列表现为下降趋势）也相吻2.2-4 发现，年最大 1 日洪量、年最大 3 日洪量和年
【参考文献】：
期刊论文
[1]贝叶斯框架下等可靠度法推求洪水设计值的不确定性分析[J]. 胡义明,梁忠民,杨靖,王军,李彬权. 水资源研究. 2016(06)
[2]一种新的洪水频率分析方法研究[J]. 王雪妮,周晶. 水利学报. 2016(06)
[3]设计洪水计算方法研究进展与评价[J]. 郭生练,刘章君,熊立华. 水利学报. 2016(03)
[4]水文序列非一致性对其参数估计不确定性影响研究[J]. 冯平,黄凯. 水利学报. 2015(10)
[5]渭河流域降雨时间序列非一致性频率分析[J]. 杜涛,熊立华,江聪. 干旱区地理. 2014(03)
[6]考虑抽样不确定性的水文设计值估计[J]. 胡义明,梁忠民,王军,杨好周. 水科学进展. 2013(05)
[7]基于GAMLSS模型的宜昌站年径流序列趋势分析[J]. 江聪,熊立华. 地理学报. 2012(11)
[8]具有跳跃变异的非一致分布水文序列频率计算方法[J]. 宋松柏,李扬,蔡明科. 水利学报. 2012(06)
[9]基于模拟退火算法的皮尔逊Ⅲ型分布参数估计[J]. 陈子全,宋松柏,曾智,李扬. 人民黄河. 2012(05)
[10]非一致性水文频率分析的研究进展[J]. 梁忠民,胡义明,王军. 水科学进展. 2011(06)
博士论文
[1]考虑水文过程的年径流非一致性分析[D]. 江聪.武汉大学 2017
[2]气候变化背景下非一致性设计洪水流量研究[D]. 杜涛.武汉大学 2016
[3]非一致性洪水分析计算及对水利工程防洪影响研究[D]. 曾杭.天津大学 2015
[4]变化环境下非一致性水资源与洪旱问题研究[D]. 李析男.武汉大学 2014
[5]变化环境下区域水资源变异与评价方法不确定性[D]. 许斌.武汉大学 2013
[6]气候变化对流域水循环和水资源影响的研究[D]. 郭靖.武汉大学 2010
硕士论文
[1]气候变化驱动下玛纳斯河山区径流演变规律研究[D]. 郑锦涛.石河子大学 2018
[2]变化环境下非一致性洪水频率分析及重现期研究[D]. 孙华锋.天津大学 2017
[3]基于协变量的非一致性洪水频率分析[D]. 谭森明.天津大学 2016
[4]非一致性洪水遭遇风险分析及其对河道防洪影响评价[D]. 李子远.天津大学 2016
[5]非一致性年径流序列频率分析计算[D]. 成静清.西北农林科技大学 2010
本文编号：3321616
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