基于SD模型的南渡江水系連通系統(tǒng)特征及其演變規(guī)律分析
發(fā)布時間:2021-02-28 17:56
應(yīng)用系統(tǒng)動力學(xué)(SD)建立南渡江河湖水系連通系統(tǒng)模型,并分析其制約因素、尋求主要驅(qū)動因子及系統(tǒng)在驅(qū)動因子作用下的演變規(guī)律。結(jié)果表明,系統(tǒng)6項主要驅(qū)動因子中,加大水體流速與流量,增大污染物降解系數(shù)有利于提高水體納污能力;當(dāng)?shù)乇硭r(nóng)業(yè)灌溉供水量增加率為5%、10%、15%和20%時,地表水供水百分比達(dá)到94.27%、94.83%、95.34%和96.98%。應(yīng)通過跨流域調(diào)水提高水資源調(diào)配能力和污水回用率以緩解未來南渡江供水壓力;河湖水系連通可提高河湖調(diào)蓄能力,抵御洪旱災(zāi)害發(fā)生。
【文章來源】:水力發(fā)電. 2017,43(03)北大核心
【文章頁數(shù)】:7 頁
【部分圖文】:
河湖水系連通子系統(tǒng)結(jié)構(gòu)
第43卷第3期李麗,等:基于SD模型的南渡江水系連通系統(tǒng)特征及其演變規(guī)律分析WaterPowerVol.43No.325力指數(shù)=水庫的總庫容/年平均徑流量;⑤水體納污能力=水質(zhì)目標(biāo)質(zhì)量濃度×河段設(shè)計流量×EXP(污染物綜合降解系數(shù)×區(qū)域內(nèi)河流的長度/2×平均流速)-廢水濃度×河段設(shè)計流量×EXP(-(污染物綜合降解系數(shù)×區(qū)域內(nèi)河流的長度)/2×平均流速),t/a。圖2河湖水系連通SD流表1靈敏度分析結(jié)果參數(shù)地表水農(nóng)業(yè)灌溉供水量增加率污水回用率區(qū)域河流面積變化率地表水城鎮(zhèn)供水量增加率濕地面積變化率地表水農(nóng)業(yè)灌溉供水量0.02370.00000.00000.00570.0000污水回用量0.00001.00000.00000.00000.0000水面率0.00000.00000.24720.00000.0000地表水城鎮(zhèn)供水量0.00050.00000.00000.23640.0000濕地面積變化量0.00000.00000.00000.00000.2485S0.00480.20000.04940.04840.04972.3模型的有效性驗證(1)靈敏度分析。靈敏度分析是通過調(diào)節(jié)模型中的參數(shù),來分析參數(shù)變化對模型變量輸出結(jié)果產(chǎn)生的影響[14],即SQ=ΔQtQtXtΔXt(3)式中,t為時間;SQ為狀態(tài)變量Q對參數(shù)X的靈敏度;Qt和Xt分別為Q和X在t時刻的值;ΔQt和ΔXt分別為Q和X在t時刻的增加量。對于n個狀態(tài)變量(Q1,Q2,…,Qn),任一參數(shù)X在時刻t的靈敏度平均值為S=1n·∑ni=1SQi(4)式中,n為狀態(tài)變量個數(shù);SQi為Qi的靈敏度;S為參數(shù)X對n個狀態(tài)變量的平均靈敏度。因河湖水系連通系統(tǒng)中涉及較多參數(shù)和變量,只選取系統(tǒng)內(nèi)較為關(guān)鍵的5個參數(shù)和5個變量根據(jù)其2000年~2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。每次變化其中一個參數(shù)(增加10%),分析其對5個變量的影響(見表1)。只有污水回用率參數(shù)對系統(tǒng)的靈敏度超過10%,其余
-4.70334.00333.8-0.061.651.53-8.1920101.1591.092-6.14334.00333.8-0.061.431.504.54配能力、水體納污能力、徑流調(diào)控與洪水蓄泄能力、供水保證率、水質(zhì)達(dá)標(biāo)率和防洪能力是河湖水系連通發(fā)展的重要制約因素[1,6]。筆者通過分析制約因素,確定影響河湖水系連通SD模型主要驅(qū)動因子,并進(jìn)行參數(shù)調(diào)節(jié),分析不同驅(qū)動因子變化對系統(tǒng)趨勢影響的程度,從而明確影響水系連通系統(tǒng)特征的主要驅(qū)動因子。本模型主要制約因素有水系連通度、水體納污能力、地表水供水百分比和水庫調(diào)節(jié)能力,四大制約因素的主要驅(qū)動因子如圖3。其中,水質(zhì)目標(biāo)質(zhì)量濃度和用水總量限制標(biāo)準(zhǔn)均按照海南省最嚴(yán)格水資源管理制度實行,本文不再分析這兩個驅(qū)動因子。為尋求對四個制約因素影響較大的因子,分別將各影響因子較常規(guī)參數(shù)值提高10%和降低10%,分析影響因子變化對制約因素的影響。表3至表6分別給出水系連通度主要驅(qū)動因子為河頻率,影響幅度最高達(dá)10.01%;水體納污能力主要驅(qū)動因子有年平均徑流保證率和污染物降解系數(shù),影響幅度高達(dá)2.39%;地表水供水百分比主要驅(qū)動因子為地表圖3河湖水系連通系統(tǒng)影響機(jī)制關(guān)系水農(nóng)業(yè)灌溉供水量增加率和污水回用率,影響幅度達(dá)1.96%;水庫調(diào)節(jié)能力指數(shù)主要驅(qū)動因子為年平均徑流保證率和缺水率,影響幅度最高為1.95%。
【參考文獻(xiàn)】:
期刊論文
[1]河湖水系連通內(nèi)涵及評價指標(biāo)體系研究[J]. 符傳君,陳成豪,李龍兵,李麗. 水力發(fā)電. 2016(07)
[2]河湖水系連通影響評價指標(biāo)體系研究Ⅱ——“引江濟(jì)太”調(diào)水影響評價[J]. 馮順新,姜莉萍,馮時. 中國水利水電科學(xué)研究院學(xué)報. 2015(01)
[3]河湖水系連通實踐經(jīng)驗與發(fā)展趨勢[J]. 李原園,黃火鍵,李宗禮,王中根,陳敏. 南水北調(diào)與水利科技. 2014(04)
[4]河湖水系連通演變過程及驅(qū)動因子分析[J]. 李原園,李宗禮,黃火鍵,王中根,陳敏. 資源科學(xué). 2014(06)
[5]城市化對水系連通功能影響評價研究——以鄭州市為例[J]. 靳夢,竇明. 中國農(nóng)村水利水電. 2013(12)
[6]不確定性參數(shù)對水體納污能力的影響分析[J]. 張秀菊,楊凱,蔡愛芳,張琴玲. 中國農(nóng)村水利水電. 2012(01)
[7]科學(xué)認(rèn)識河湖水系連通問題[J]. 徐宗學(xué),龐博. 中國水利. 2011(16)
[8]河湖水系連通研究:概念框架[J]. 李宗禮,李原園,王中根,郝秀平,劉曉潔. 自然資源學(xué)報. 2011(03)
[9]關(guān)于幾個重大水利問題的思考——在全國水利規(guī)劃計劃工作會議上的講話[J]. 陳雷. 中國水利. 2010(04)
[10]污水回用—解決城市缺水危機(jī)的有效途徑[J]. 朱杰,付永勝,朱松嶺. 水利發(fā)展研究. 2004(07)
本文編號:3056228
【文章來源】:水力發(fā)電. 2017,43(03)北大核心
【文章頁數(shù)】:7 頁
【部分圖文】:
河湖水系連通子系統(tǒng)結(jié)構(gòu)
第43卷第3期李麗,等:基于SD模型的南渡江水系連通系統(tǒng)特征及其演變規(guī)律分析WaterPowerVol.43No.325力指數(shù)=水庫的總庫容/年平均徑流量;⑤水體納污能力=水質(zhì)目標(biāo)質(zhì)量濃度×河段設(shè)計流量×EXP(污染物綜合降解系數(shù)×區(qū)域內(nèi)河流的長度/2×平均流速)-廢水濃度×河段設(shè)計流量×EXP(-(污染物綜合降解系數(shù)×區(qū)域內(nèi)河流的長度)/2×平均流速),t/a。圖2河湖水系連通SD流表1靈敏度分析結(jié)果參數(shù)地表水農(nóng)業(yè)灌溉供水量增加率污水回用率區(qū)域河流面積變化率地表水城鎮(zhèn)供水量增加率濕地面積變化率地表水農(nóng)業(yè)灌溉供水量0.02370.00000.00000.00570.0000污水回用量0.00001.00000.00000.00000.0000水面率0.00000.00000.24720.00000.0000地表水城鎮(zhèn)供水量0.00050.00000.00000.23640.0000濕地面積變化量0.00000.00000.00000.00000.2485S0.00480.20000.04940.04840.04972.3模型的有效性驗證(1)靈敏度分析。靈敏度分析是通過調(diào)節(jié)模型中的參數(shù),來分析參數(shù)變化對模型變量輸出結(jié)果產(chǎn)生的影響[14],即SQ=ΔQtQtXtΔXt(3)式中,t為時間;SQ為狀態(tài)變量Q對參數(shù)X的靈敏度;Qt和Xt分別為Q和X在t時刻的值;ΔQt和ΔXt分別為Q和X在t時刻的增加量。對于n個狀態(tài)變量(Q1,Q2,…,Qn),任一參數(shù)X在時刻t的靈敏度平均值為S=1n·∑ni=1SQi(4)式中,n為狀態(tài)變量個數(shù);SQi為Qi的靈敏度;S為參數(shù)X對n個狀態(tài)變量的平均靈敏度。因河湖水系連通系統(tǒng)中涉及較多參數(shù)和變量,只選取系統(tǒng)內(nèi)較為關(guān)鍵的5個參數(shù)和5個變量根據(jù)其2000年~2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。每次變化其中一個參數(shù)(增加10%),分析其對5個變量的影響(見表1)。只有污水回用率參數(shù)對系統(tǒng)的靈敏度超過10%,其余
-4.70334.00333.8-0.061.651.53-8.1920101.1591.092-6.14334.00333.8-0.061.431.504.54配能力、水體納污能力、徑流調(diào)控與洪水蓄泄能力、供水保證率、水質(zhì)達(dá)標(biāo)率和防洪能力是河湖水系連通發(fā)展的重要制約因素[1,6]。筆者通過分析制約因素,確定影響河湖水系連通SD模型主要驅(qū)動因子,并進(jìn)行參數(shù)調(diào)節(jié),分析不同驅(qū)動因子變化對系統(tǒng)趨勢影響的程度,從而明確影響水系連通系統(tǒng)特征的主要驅(qū)動因子。本模型主要制約因素有水系連通度、水體納污能力、地表水供水百分比和水庫調(diào)節(jié)能力,四大制約因素的主要驅(qū)動因子如圖3。其中,水質(zhì)目標(biāo)質(zhì)量濃度和用水總量限制標(biāo)準(zhǔn)均按照海南省最嚴(yán)格水資源管理制度實行,本文不再分析這兩個驅(qū)動因子。為尋求對四個制約因素影響較大的因子,分別將各影響因子較常規(guī)參數(shù)值提高10%和降低10%,分析影響因子變化對制約因素的影響。表3至表6分別給出水系連通度主要驅(qū)動因子為河頻率,影響幅度最高達(dá)10.01%;水體納污能力主要驅(qū)動因子有年平均徑流保證率和污染物降解系數(shù),影響幅度高達(dá)2.39%;地表水供水百分比主要驅(qū)動因子為地表圖3河湖水系連通系統(tǒng)影響機(jī)制關(guān)系水農(nóng)業(yè)灌溉供水量增加率和污水回用率,影響幅度達(dá)1.96%;水庫調(diào)節(jié)能力指數(shù)主要驅(qū)動因子為年平均徑流保證率和缺水率,影響幅度最高為1.95%。
【參考文獻(xiàn)】:
期刊論文
[1]河湖水系連通內(nèi)涵及評價指標(biāo)體系研究[J]. 符傳君,陳成豪,李龍兵,李麗. 水力發(fā)電. 2016(07)
[2]河湖水系連通影響評價指標(biāo)體系研究Ⅱ——“引江濟(jì)太”調(diào)水影響評價[J]. 馮順新,姜莉萍,馮時. 中國水利水電科學(xué)研究院學(xué)報. 2015(01)
[3]河湖水系連通實踐經(jīng)驗與發(fā)展趨勢[J]. 李原園,黃火鍵,李宗禮,王中根,陳敏. 南水北調(diào)與水利科技. 2014(04)
[4]河湖水系連通演變過程及驅(qū)動因子分析[J]. 李原園,李宗禮,黃火鍵,王中根,陳敏. 資源科學(xué). 2014(06)
[5]城市化對水系連通功能影響評價研究——以鄭州市為例[J]. 靳夢,竇明. 中國農(nóng)村水利水電. 2013(12)
[6]不確定性參數(shù)對水體納污能力的影響分析[J]. 張秀菊,楊凱,蔡愛芳,張琴玲. 中國農(nóng)村水利水電. 2012(01)
[7]科學(xué)認(rèn)識河湖水系連通問題[J]. 徐宗學(xué),龐博. 中國水利. 2011(16)
[8]河湖水系連通研究:概念框架[J]. 李宗禮,李原園,王中根,郝秀平,劉曉潔. 自然資源學(xué)報. 2011(03)
[9]關(guān)于幾個重大水利問題的思考——在全國水利規(guī)劃計劃工作會議上的講話[J]. 陳雷. 中國水利. 2010(04)
[10]污水回用—解決城市缺水危機(jī)的有效途徑[J]. 朱杰,付永勝,朱松嶺. 水利發(fā)展研究. 2004(07)
本文編號:3056228
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