No category

دانلود تحقیق با موضوع دوره بازگشت

دورههای بازگشت مختلف
است را میتوان محاسبه کرد. همانطور که قبلا بحث شد، دوره بازگشت با احتمال عدم تجاوز به صورت زیر
رابطه دارند:
(3-40)
که در آن احتمال داشتن حداکثر بارش روزانه با بزرگی و یا کوچکتر می باشد. بنابراین مسئله به ارزیابی برای یک مقدار معین تنزل مییابد. در عمل با دو نوع تابع توزیع مواجه هستیم. نوع اول که میتواند به شکل معکوس بیان شود ، در این حالت در یک روش پیشرو و مستقیم با جایگزینی به وسیله مقدار حاصل از رابطه بین دوره بازگشت با احتمال عدم تجاوز ارزیابی میشود. نمونههای این مورد، توزیعهای مقادیر حدی، ویکبی و لجستیک میباشند. نوع دوم از توزیعها نمیتوانند مستقیما به شکل معکوس بیان شوند. در این حالت روشهای عددی برای ارزیابی مربوط به یک مقدار معین مورد استفاده قرار میگیرد. این کار یا با استفاده از روابط عددی بین و و یا با استفاده از جداولی که برای این منظور ارائه شدهاند انجام می‌شود (اسلامیان و سلطانی کوپائی 1381).
4-1- معرفی ایستگاه های مورد بررسی در سطح استان سیستان و بلوچستان
آمار حداکثر بارش 24 ساعته ایسنگاههای سینوپتیک استان سسیستان و بلوچستان از سازمان هواشناسی این استان تهیه گردید. تمامی دادههای مورد استفاده به صورت تک تک به منظور تشخیص دادههای پرت و تکراری مورد بررسی قرار گرفت. با توجه به سال تاسیس اکثر ایستگاههای موجود در منطقه و خلاء آماری موجود در این مطالعه از ایستگاههای با طول دوره آماری بالای 10 سال استفاده شد. به این ترتیب در این مطالعه از دادههای ایستگاهای سینوپتیک هشت شهر زابل، زهک، زاهدان، خاش، سراوان، ایرانشهر، کنارک و چابهار استفاده شده است. شهرهای زابل، زهک، زاهدان و خاش در نیمه شمالی استان و شهرهای سراوان، ایرانشهر، کنارک و چابهار در نیمه جنوبی استان قرار دارند. نام و مشخصات هشت ایستگاههای هواشناسی سینوپتیک مورد بررسی در استان سیستان و بلوچستان در جدول 4-1 نشان داده شده است.
جدول 4-1 مشخصات ایستگاههای هواشناسی سینوپتیک استان سیستان و بلوچستان
نام ایستگاه
ارتفاع از سطح دریا (m)
میانگین بارندگی سالانه (mm)
طول جغرافیایی
عرض جغرافیایی
زابل
480
59
“20 ’49 ?61
“30 ’02 ?31
زهک
483
1/46
“28 ’70 ?61
“45 ’89 ?30
زاهدان
1385
1/78
“40 ’51 ?60
“30 ’30 ?29
خاش
1400
153
“29 ’21 ?61
“18 ’21 ?28
سراوان
1165
3/106
“44 ’33 ?62
“11 ’37 ?27
ایرانشهر
591
8/116
“09 ’69 ?60
“36 ’20 ?27
کنارک
5/110
“97 ’39 ?60
“56 ’35 ?25
چابهار
11
3/114
“29 ’64 ?60
“12 ’29 ?25
در جدول 4-2 نیز آمار حداکثر بارش 24 ساعته هشت ایستگاه سینوپتیک استان سیستان و بلوچستان از سال 1350 تا 1390 مشاهده می شود. قدیمی ترین ایستگاه استان زاهدان با بیش از 40 سال سابقه آماری و کنارک جدید ترین ایستگاه استان با 15 سال سابقه آماری می باشد.
جدول 4-2- آمار حداکثر بارش 24 ساعته هشت ایستگاه سینوپتیک استان سیستان و بلوچستان
سال
ایستگاه
زابل
زهک
زاهدان
خاش
سراوان
ایرانشهر
کنارک
چابهار
1350
36/6
1351
48/3
1352
40/2
1353
52/7
1354
34/3
1355
31/4
37/2
61/52
1356
20/1
30/8
49/76
1357
43/4
48
34/23
1358
28/4
36/3
50/68
1359
20/4
47/

No category

دانلود تحقیق با موضوع دوره بازگشت

امکانپذیر میسازد (بزرگنیا و همکاران، ???? ؛ کارآموز و عراقینژاد، 1384). در دسترس بودن دادهها یکی از جنبههای مهم تحلیل فراوانی میباشد. برآورد احتمال وقوع سیلابهای حدی در واقع یک برونیابی براساس دادههای محدود میباشد. بنابراین هرچه دادههای پایه بیشتر باشند، صحت برآورد بیشتر خواهد شد. از نقطه نظر آماری برآوردهای حاصل از نمونههای کوچک میتواند برآورد پارامترهای نامعقول و یا غیرواقعی را به همراه داشته باشد، به ویژه برای توزیعهایی که تعداد پارامترهای آنها زیاد است. واریانس زیاد به همراه اندازه نمونه کوچک باعث برآوردهای غیرواقعی میشوند. در عمل دادهها محدود بوده و یا در بعضی موارد در یک مکان خاص در دسترس نمیباشند. در چنین مواردی، تحلیل منطقهای خیلی مفید خواهد بود. تحلیل منطقهای براساس مفهوم همگنی ناحیهای است که فرض میکند جامعههای جریان حداکثر سالانه در چند مکان در یک ناحیه از نظر خواص آماری مشابه بوده و به اندازه حوضه وابسته نیستند. اگرچه این فرضیه کاملاً معتبر نیست ولی مناسب و موثر خواهد بود. ناحیهای کردن دو هدف عمده را برآورد میسازد: 1) برای مکانهایی که دادههای آنها در دسترس نیست، تحلیل بر اساس دادههای ناحیهای صورت میگیرد. 2) برای مکانهایی که دادههای آنها در دسترس میباشد، ولی استفاده از دادههای چند ایستگاه در آن ناحیه، اطلاعات کاملتری را در اختیار قرار میدهد. این نوع تحلیل جایگزینی را برای وقتی که دادههای نقاط مختلف یک ناحیه جهت جبران کوتاهی دوره آماری یک مکان منفرد مورد استفاده قرار میگیرد، ارائه میکند (اسلامیان و سلطانیکوپائی، ????).
3-10- انتخاب و ارزیابی توزیعهای اصلی
3-10-1- گشتاورهای وزنی احتمال و گشتاورهای خطی
گشتاورهای وزنی احتمال توسط et al. Greenwood (1979) به صورت زیر تعریف شده است:
(3-19)
خصوصا دو گشتاور زیر یعنی و اغلب مورد نظر هستند:
(3-20)
(3-21)
که در آن ، و اعداد حقیقی هستند. وقتی که و مساوی صفر باشند و عددی غیر صفر باشد، مشخص کننده گشتاور متداول مرتبه حول مبدا یعنی میباشد.
وقتی که و یا معادل صفر باشد، بنابراین و نسبت به خطی بوده و تعمیم یافتگی کافی برای برآورد پارامتر خواهد داشت (.(Hosking,1986 چون فقط توان یک میگیرد، روابط سادهتری بین پارامترهای توزیعها و گشتاورهای وزنی احتمال نسبت به روابط مربوط به گشتاورهای متداول به دست میآید. برای یک نمونه مرتب شده ، و ، گشتاورهای وزنی احتمال نمونهای نااریب توسط معادلات زیر مشخص میشوند ( (Hosking,1986:
(3-22) (3-23)
حالتهای ویژه برای برآوردگرها شامل میانگین نمونه و مقادیر دادههای حدی و میباشد. به عنوان یک جایگزین، برآوردگرهای شایسته اما اریب گشتاورهای وزنی احتمال میتواند با استفاده از رابطه ترسیم موقعیت به دست آید. هیچ دلیل نظری برای برتری برآوردگرهای ترسیم موقعیت نسبت به برآوردگرهای ناریب وجود ندارد. در هر حال تجربیات عملی نشان داده است که برآوردگرهای ترسیم موقعیت بعضی اوقات برآورد بهتری از پارامترها و چندکها ارائه میکند.
برآوردگرهای ترسیم موقعیت برای (PWMS) توسط معادلات24-3 و 25-3 مشخص میشوند:
(3-24)
(3-25)
گشتاورهای وزنی احتمال و به صورت معادله (3-26) با هم رابطه دارند:
(3-26)
که در این حالت:
(3-27)
(3-28)
(3-29)
(3-30)
روابط مشابهی نیز برای برآورد گشتاورهای وزنی احتمال نمونه یعنی و وجود دارد.
Hosking (1990) گشتاورهای خطی را معرفی کرد که توابعی از گشتاورهای وزنی احتمال میباشند. گشتاورهای خطی مناسبتر و آسانتر از گشتاورهای وزنی احتمال هستند، چون میتوانند مستقیما به عنوان اندازههایی از مقیاس و شکل توزیعهای احتمال تشریح شوند و از این نظر آنها مشابه و قابل قیاس با گشتاورهای متداول میباشند.
گشتاورهای خطی که توسط Hosking (1990) بر حسب گشتاورهای وزنی احتمال و مشخص شدهاند به این صورت است:
(3-31)
که در آن:
(3-32)
که در این حالت داریم:
(3-33)
(3-34)
(3-35)
(3-36)
گشتاورهای خطی نمونه با جایگزین کردن و با برآوردهای نمونهای آنها یعنی و محاسبه میشوند.
نسبت گشتاورهای خطی قابل مقایسه با نسبت گشتاورهای وزنی میباشند، معادله آن توسط Hosking (1990) به صورت معادلههای و ارائه شده است:
(3-37)
(3-38)
که در آن اندازه یا معیار موقعیت، اندازه یا معیار مقیاس و پراکنش ، اندازه یا معیار چولگی و اندازه یا معیار کشیدگی میباشد. نسبت گشتاورهای خطی نمونه با جایگزینی در معادلههای و با برآوردهای نمونهای آنها یعنی محاسبه میشود.
Hosking در سال 1990 نشان داد که برای بزرگتر یا مساوی 3، قدر مطلق کمتر از یک خواهد بود. علاوه بر این اگر باشد، به طور حتم یا ضریب تغییرات خطی رابطه را ارضا میکند.
3-10-2- نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی
نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی نیز همانند نمودارهای نسبت گشتاورهای متداول بر اساس روابط بین نسبت گشتاورهای خطی میباشد.
نمودار ضریب چولگی خطی یا در مقابل ضریب کشیدگی خطی یا ، میتواند مانند نمودارهای نسبت گشتاورهای متداول برای مشخص کردن توزیعهای خاص مورد استفاده قرار گیرد.
برای یک ناحیه معین، نسبت گشتاورهای خطی نمونهها یعنی و برای هر ایستگاه به همراه متوسط ناحیهای آنها در یک نمودار نسبت گشتاورهای خطی ترسیم میشوند.
توزیع اصلی مناسب توزیعی است که متوسط و پراکنش دادهها در اطراف آن به صورت خوشهای و حالت شایسته و مناسب در نمودار گسترش یافته باشند. علاوه بر این، دقیقا همانند نمودار نسبت گشتاورهای متداول، یک درجه معینی از همگنی ناحیهای بایستی برای به دست آوردن یک توزیع اصلی ناحیهای مناسب صدق کند.
نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی، بر خلاف و که نسبت به اریبی بایستی تصحیح شوند، بر اساس چندکهای نمونهای نااریب هستند.
Hosking (1990) نشان داد مقادیر و حاصل از چند نمونه که برای 3 توزیع مختلف ترسیم شده بودند، در نمودار نزدیک به یک خط واحد قرار میگیرند و همپوشانی آنها با یکدیگر شانس کمی را در مشخص کردن توزیع مربوط به جامعه ایجاد میکند. برعکس نمودار نسبت گشتاورهای خطی نمونه، به طور خیلی خوب گروهها را از هم تفکیک کرده و جداسازی خیلی بهتری را بین توزیعها انجام میدهد.
در واقع تشخیص توزیع اصلی خیلی راحتتر و آسانتر با استفاده از نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی نسبت به نمودارهای نسبت گشتاورهای متداول انجام میگیرد، به ویژه در حالتی که توزیعها دارای چولگی نیز باشند.
3-11- آزمونهای مبنی بر گشتاورهای خطی
3-11-1- آزمون نکویی برازش
Hosking and Wallis (1991) یک معیار نکویی برازش بر اساس ، متوسط ناحیهای کشیدگی خطی نمونه ارائه کردند که بیشتر برای توزیعهای سه پارامتری به کار میرود. چون تمام توزیعهای سه پارامتری برازش داده شده به دادهها در نمودار در مقابل دارای مشابه هستند، کیفیت برازش به وسیله اختلاف بین متوسط ناحیهای و مقدار مربوط به توزیع برازش داده شده میتواند مورد قضاوت قرار گیرد.
آماره به صورت زیر مشخص میشود:
(3-39)
که معیاری برای نکوئی برازش میباشد و در آن انحراف استاندارد است.
مقدرا را میتوان با شبیهسازی بعد از برازش دادن یک توزیع کاپا به مشاهدات به دست آورد Hosking,1988)).
برازش را میتوان مناسب و صحیح اعلام کرد اگر به اندازه کافی به صفر نزدیک باشد. معیار معقول و مناسب برای این کار این است که باشد.
برای نمونههای کوچک و یا نمونههایی با چولگی زیاد تصحیح لازم است به این صورت انجام گیرد:
به جای از استفاده کنیم که در آن اریبی متوسط ناحیهای کشیدگی خطی برای نواحی با تعداد مشابه مکان و طول دوره آماری مشابه برای دادههای مشاهده شده میباشد.
نیز میتواند با شبیهسازیهای مورد نیاز برای به دست آوردن حاصل گردد. محاسبات را میتوان با استفاده از برنامه نویسی فرترن انجام داد.
3-12- روشهای تخمین پارامترهای یک توزیع
بعد از اینکه یک یا چند توزیع برای برازش دادهها انتخاب شد، پارامترهای آنها بایستی برآورد شوند. پارامترهای برآوردشده برای محاسبه چندکهای مربوط به دورههای بازگشت مختلف مورد استفاده قرار میگیرند و یا برعکس برای محاسبه دوره بازگشت یک سیلاب با بزرگی معین استفاده میشود. این کار با استفاده از تابع توزیع انجام میگیرد که در آن پارامترهای توزیع با مقادیر برآوردشده آنها جایگزین شده و رابطه بین دوره بازگشت و احتمال عدم تجاوز به صورت مورد استفاده قرار میگیرد. چندین روش در برآورد پارامترها استفاده میشود که مهمترین آنها شامل روش گشتاورها (MOM)11، روش حداکثر درستنمایی (MLM)12 و روش گشتاورهای وزنی احتمال (PWM)13 می‌باشند. در زیر به شرح روش گشتاورهای وزنی احتمال پرداخته شده است:
3-12-1- روش گشتاورهای وزنی احتمال
در این روش برآورد پارامترها قابل مقایسه با برآوردهای روش حداکثر درستنمایی بوده و در بعضی از موارد روشهای برآورد آن پیچیدگی کمتری داشته و محاسبات سادهتری دارد. برآورد پارامترها از نمونههای کوچک با استفاده از روش گشتاورهای وزنی احتمال بعضی اوقات صحت بیشتری نسبت به برآوردهای حاصل از روش حداکثر درستنمائی دارد. برآورد پارامترها در این روش نیز مشابه روش گشتاورها بوسیله معادل قرار دادن گشتاورهای توزیع با گشتاورهای مربوط به نمونهها بدست میآیند. برای یک توزیع با پارامتر بایستی برآورد شوند. ابتدا گشتاور نمونه معادل با گشتاورهای مربوط به جامعه قرار میگیرد و سپس معادلات حاصل بطور همزمان برای پارامترهای مجهول حل میشوند (اسلامیان و سلطانی کوپائی، 1381).
3-13- برآورد چندکها
بعد از این که پارامترهای یک توزیع برآورد شد، برآورد چندکها که مربوط به

No category

دانلود تحقیق با موضوع دوره بازگشت

3-6- بازسازی نواقص آماری
تاریخ تاسیس ایستگاهها در یک منطقه با یکدیگر متفاوت میباشد و از طرف دیگر، نقایص احتمالی دستگاهها، برداشت آمار غلط که توسط کارشناسان ارشد کنترل شده است و از مجموعه آمار حذف میشوند، از بین رفتن ایستگاهها در اثر سوانح طبیعی مانند سیل، زلزله و یا انهدام آنها در اثر جنگ موجب میگردند تا پس از انتخاب پایه زمانی مشترک بهینه، آمارهای ناقص6 بازسازی شده یا آمارها تطویل7 گردند. روشهای مختلفی برای بازسازی آمار ایستگاههای هواشناسی مانند روش استفاده از ایستگاه معرف، روش نسبت نرمال (Normal ratio Method)، روش همبستگی بین ایستگاهها و روش محور مختصات وجود دارد که در زیر به شرح روش همبستگی بین ایستگاهها پرداخته می شود.
3-6-1- بازسازی و تطویل آمار با استفاده از روش همبستگی بین ایستگاهها
در روش همبستگی با انتخاب یک ایستگاه شاهد که دارای آمار طولانیتر میباشد، آمار ایستگاه ناقص تکمیل میشود. در بازسازی آمارهای ناقص میتوان از روشهای مختلف همبستگی خطی، لگاریتمی، نیمه لگاریتمی و نمائی استفاده کرد.
3-7- تعیین بهترین تابع توزیع در هر ایستگاه
در نظریه احتمال و آمار تابع توزیع احتمال بیانگر احتمال هر یک از مقادیر متغیر تصادفی (در مورد متغیر گسسته) و یا احتمال قرار گرفتن متغیر در یک بازه مشخص (در مورد متغیر تصادفی پیوسته میباشد. توزیع تجمعی احتمال یک متغیر تصادفی تابعی است از دامنه آن متغیر بر بازه (1 و0) . به طوری که احتمال رخدادن پیشامدهای با مقدار عددی کمتر از آن را نمایش می‌دهد. بر اساس این که این متغیر گسسته یا پیوسته باشد توزیع گسسته یا پیوسته نام می‌گیرد.
برای تعیین توزیع های آماری لازم است دو نوع فضای احتمال تعریف شود:
1- فضای نمونه‌ای را که تعداد عنالصر آن متناهی یا بطور شمارش پذیر نامتناهی باشد، فضای نمونه گسسته گفته میشود.
2- وقتی فضای نمونه شامل تمام اعداد متعلق به یک فاصله باشد، آن را فضای نمونه پیوسته گفته میشود.
ساده ترین توزیع احتمال گسسته توزیعی است که در آن متغیر تصادفیتمام مقادیرش را با احتمالات برابر اختیار کند.اگر یک متغیر تصادفی موجود باشد ودر تمام نقاط تکیه گاه احتمال ثابت n/1 را اختیار کند، آن متغیر تصادفی یکنواخت گسسته می باشد.
توزیعهای آماری نرمال، لوگ نرمال نوع 2 و نوع 3، توزیع گامای دو پارامتری و توزیع پیرسون و لوگ پیرسون،گامبل نوع سه، به این دادهها برازش داده میشوند. برای هر کدام از این توزیع ها با دو روش گشتاورها و حداکثر درستنمایی پارامترهای مربوطه برآورد میشود. در نهایت روش بهینه برازش از میان توزیع های آماری برمبنای روش گشتاور مستقیم و غیر مستقیم تعیین میشود و همچنین میتوان از میانگین انحراف نسبی و میانگین مربعات انحراف نسبی، توزیع بهینه را از میان توزیع های نامبرده شده تعیین کرد.
بطور کلی در تمام توزیع ها از معادله زیر که توسط Chowدر سال 1951پیشنهاد شده است، استفاده میشود:
(3-8)
در فرمول بالا مقدار متغیر مورد نظر،T دوره بازگشت، میانگین متغیر، Sانحراف معیار و Kضریب فراوانی است که به نوع توزیع آماری و سطح احتمال مورد نظر بستگی دارد.
لازم به ذکر است که در معادله بالا را می توان برای محاسبه احتمال وقوع بکار برد. در این صورت باید مقدار ضریب فراوانی (K) را از فرمول مربوطه تعیین و براساس آن احتمال وقوع هر واقعه دلخواه () را محاسبه کرد.
در مورد توزیع نرمال و لوگ نرمال دو و سه پارامتری مقدار K به ازای سطح احتمال دلخواه برابر متغیر استاندارد است که از جدول سطح زیر منحنی نرمال (جدول 3-1) بدست میآید.
جدول 3-1- ضرایب فراوانی (K) برای استفاده در توزیع نرمال
احتمال (%)
دوره برگشت (سال)
ضریب فراوانی )K(
01/0
10000
719/3
05/0
2000
291/3
1/0
1000
090/3
1
100
326/3
10
10
10
25
4
674/3
50
2
75
33/1
674/0-
100
1
719/ 3-
(Chow, 1951)
در مورد توزیع گامبل یا مقادیر حدی نوع 1 مقدار K از رابطه زیر تعیین می شود:
(3-9)
(3-10)
که P احتمال وقوع واقعه مورد نظر است. در مورد توزیع پیرسون و لوگ پیرسون نوع 3 مقدار K تابعی از احتمال (دوره بازگشت) و ضریب چولگی است که می توان آن را از جدول 3-2 استخراج کرد.
جدول 3-2- ضرایب فراوانی (K) برای استفاده در توزیع پیرسون و لوگ پیرسون تیپ 3
ضریب چولگی
دوره بازگشت (سال)
2
5
10
25
50
100
200
3
39/0
420/0
180/0
276/2
152/3
031/4
92/4
5/2
390/0
440/0
195/0
272/2
134/3
013/4
909/4
2
184/0
460/0
214/0
262/2
071/3
800/3
462/4
5/1
370/0
459/0
238/0
256/2
048/3
753/3
415/4
1
260/0
311/0
250/0
248/2
023/3
656/3
372/4
(Chow, 1951)
فرمول های مورد استفاده در تعین بهترین توزیع آماری شامل میانگین انحراف نسبی (MRD)8 و میانگین مربعات انحراف نسبی (MSRD)9 به ترتیب و توسط روابط زیر تعیین می شوند:
(3-11)
(3-12)
در فرمولهای فوق منظور از دادههای واقعی حداکثر شدت بارش روزانه ومنظور از دادههای برآورد شده از هرکدام از توزیعهای اماری میباشد.
برآورد پارامترهای توزیعهای مختلف در هر ایستگاه را میتوان با سه روش گشتاورهای وزنی احتمال، گشتاورها و حداکثر درستنمایی بررسی کرد.
3-7-1- روش گشتاورها
در آمار، روش گشتاورها روشی است برای تخمین?مقادیر پارامترهای?یک توزیع احتمال?که نمونه هایی?از آن مشاهده شده‌است. در این روش، تخمین گشتاورهای?توزیع احتمال با مقدار نظری گشتاورها (که تابعی از پارامترها هستند) برابر قرار داده شده و مقدار پارامترها تخمین‌زده می‌شوند?در بسیاری از کاربردها، روش درست‌نمایی بیشینهی?رونالد فیشر?جایگزین روش گشتاورها شده‌است. دلایل اصلی برتری درست‌نمایی بیشینه، تقریب بهتر پارامترها توسط این روش است و این نکته که درست‌نمایی بیشینه همواره تقریب‌های بامعنایی تولید می‌کند درحالی که نتیجه روش گشتاورها گاهی ممکن‌است از نظر فیزیکی بی‌معنی باشند. مزیت روش گشتاورها، در برخی توزیع‌ها، سادگی معادلاتی است که برای تخمین پارامترها لازم است حل شوند?
برآورد پارامترهای یک تابع توزیع احتمال در روش گشتاورها به وسیله معادل قرار دادن گشتاورهای نمونه با گشتاورهای تابع توزیع احتمال بدست میآیند. برای یک تابع توزیع با پارامتر، بایستی برآورد شوند، ابتدا گشتاور نمونه با گشتاورهایی که بر حسب پارامترهای مجهول معین شدهاند قرار داده میشود. سپس این معادله به طور همزمان برای پارامترهای مجهول حل میشوند.
3-7-2- روش حداکثر درستنمایی
برآورد پارامترها در این روش شامل انتخاب برآوردهایی از پارامترهاست که حداکثر احتمال وقوع مشاهدات را تولید میکند. برای یک توزیع که تابع چگالی احتمال10 آن باشد و پارامترهای آن هستند، تابع درستنمایی طوری مشخص میشود که توأمان مشاهدات در مقادیر معین پارامترهای متناسب با حاصلضرب زیر میباشد:
(3-13)
مقادیر که بیشینه کننده تابع درستنمایی هستند، به وسیله دیفرانسیل جزئی گرفتن نسبت به و قرار دادن این مشتقات جزئی معادل صفر حل میشود:
(3-14)
در بسیاری از حالات برای بیشینه سازی راحتتر است که از لگاریتم طبیعی تابع درستنمایی به صورت معادله زیر استفاده کنیم:
(3-15)
3-7-3- روش گشتاورهای وزنی احتمال
برآورد پارامترها در این روش نیز مشابه روش گشتاورها به وسیله معادل قرار دادن گشتاورهای توزیع با گشتاورهای مربوط به نمونهها بدست میآیند.
برای یک توزیع با پارامتر، بایستی برآورد شوند. ابتدا گشتاور نمونه معادل با گشتاورهای مربوط به جامعه قرار میگیرد و سپس معادلات حاصل به صورت همزمان برای پارامترهای مجهول حل میشوند (اسلامیان و سلطانیکوپائی، ????).
3-8- آزمونهای تعیین بهترین توزیع در هر ایستگاه
3-8-1- آزمون مربع کای
در آزمون مربع کای، ابتدا دادهها به فاصله ردهای تقسیم میشوند. آماره که در معادله زیر مشخص شده و به طور مجانبی توزیع شده است به عنوان مربع کای با درجه آزادی معرفی میشود:
(3-16)
که مقدار عددی مشاهده شده رویدادها در فاصله ردهای بوده و مقدار عددی رویدادهای قابل انتظار از توزیع نظری میباشد. تعداد اختیاری ردههایی است که دادههای مشاهده شده به آن تعداد تقسیم شدهاند. اگر فواصل ردهای طوری انتخاب شوند که هر رده مربوط به یک احتمال مساوی باشد، بنابراین خواهد بود که در آن اندازه نمونه و تعداد فواصل ردهای میباشد. در نتیجه خواهیم داشت:
(3-17)
3-8-2- آزمون کلوموگروف- اسمیرنوف
این آماره بر اساس انحرافهای تابع توزیع نمونه از توزیع فرضی پیوسته کاملا معلوم میباشد. آماره این آزمون یعنی در معادله زیر مشخص شده است:
(3-18)
مقادیر به صورت برآورد میشوند که در آن تعداد نمونه تجمعی رویدادها در رده محدود میباشد. نیز برابر میباشد که در آن تعداد فواصل ردهای میباشد (اسلامیان و سلطانیکوپائی، ????).
3-9- تحلیل فراوانی منطقهای حداکثر بارش های 24 ساعته
در بسیاری از مواقع به علل مختلفی مانند عدم امکان احداث ایستگاههای اندازهگیری و هزینههای احداث این ایستگاهها، اطلاعات مورد نیاز در تمام نقاط مطلوب موجود نمیباشد. در هیدرولوژی اغلب لازم است اندازههای پیشامد در محلهایی که هیچگونه مشاهدهای صورت نگرفته برآورد شود. به عنوان مثال طراحی یک آبگذر در یک بزرگراه، ممکن است به برآورد یک سیلاب طرح برای ناحیه اندازهگیری نشده جمعآوری آب نیاز داشته باشد. تحلیل منطقهای، اصطلاحا به فنونی گفته میشود که این برآورد را

No category

دانلود تحقیق با موضوع دوره بازگشت

عناصر موجود در آن اندازه نمونه نامیده میشود. برخلاف معنای معمولی کلمه جامعه، این اصطلاح در آمار به معنای مجموعه‌ای از موجودات زنده نیست. جامعه آماری گردآورده‌ای از اعداد است که اعداد مزبور عبارت‌اند از اندازه‌های مربوط به یک صفت مشخصه برای تمام واحدهایی که آماج تحقیقی را تشکیل می‌دهند. این صفت ممکن است به جامعه انسانی مربوط باشد یا نباشد. نمونه نیز جزئی از این جامعه نامتناهی است. در حالی که جامعه آماری (حتی اگروجود خارجی نداشته باشد) به عنوان مجموعه ثابتی از اعداد در نظر گرفته میشود.
اطلاعات بدست آمده از یک تحقیق غالبا توده‌ای از اطلاعات خام، بر معنی و بدون نظم هستند که هر نوع نتیجه گیری و تفسیر آنها غیر ممکن است. بنابراین برای هر نوع تجزیه و تحلیل اطلاعات لازم است داده‌ها (بخصوص داده‌هایی که در سطح مقیاس‌اندازه گیری فاصله‌ای و نسبی به دست آمده‌اند) براساس یک نظم منطقی طبقه بندی شوند تا به صورت معنی‌دار و قابل تفسیر در آید. طبقهبندی داده‌ها مستلزم محاسبه مرحله به مرحله دامنه تغییرات، تعداد طبقات، فاصله طبقات، انواع فراوانی‌ها با استفاده از فرمولهای مشخص است.
طبقهبندی داده‌ها تمام اطلاعات در یک جدول به نام جدول توزیع فراوانی(Frequeny Table) گردآوری می‌شود و این جدول باید اساسی برای محاسبه شاخص‌های مرکزی(Centrol Index) ، شاخص‌های پراکندگی(Dispersion Index) و مقایسه گروهی از داده‌ها با گروههای دیگر جهت استنباط آماری است. در آمار برای تکرار پیشامدهای حاصل از یک آزمایش، فراوانی تعریف می‌کنند. فراوانی مطلق یک داده، به تعداد دفعات تکرار آن داده گفته می‌شود. فراوانی مطلق داده xi را با fi نمایش می‌دهند. اگر داده‌ها دسته‌بندی شده باشند، فراوانی مطلق دسته iام برابر تعداد اعضای این دسته خواهد بود. اگر دسته iام دارای فراوانی مطلق fi حاصل از n داده باشد، فراوانی نسبی این دسته به صورت کسر fi/n تعریف می‌شود. فراوانی تجمعی یک دسته، به تعداد پیشامدهایی گفته می‌شود که مقدارشان از کران بالای آن دسته کمتر باشد. فراوانی داده‌ها را معمولاً به صورت گرافیکی و در قالب‌هایی مانند هیستوگرام یا به صورت جدول فراوانی نمایش می‌دهند.
یک متغیر تصادفی متغیری است که مشاهده و وقوع آن مستقل از وقوع سایر متغیرها و پدیدهها فرض میشود. به عبارت دیگر یک متغیر تصادفی را نمیتوان به صورت قطعی پیشبینی کرد. از متغیرهای تصادفی هیدرولوژیکی میتوان بارش، رواناب، تراز آبهای زیرزمینی و غیره را نام برد. فرض در نظر گرفتن یک متغیر هیدرولوژیکی به عنوان متغیر تصادفی میتواند ناشی از عدم دانش ما از ارتباطات فیزیکی، فرآیندهای هیدرولوژیکی، کمبود اطلاعات کافی در سیستمهای هیدرولوژیکی یا ترفندی جهت سادهسازی و اجرایی کردن مسائل پیچیده هیدرولوژیکی باشد (کارآموز و عراقینژاد، ????).
3-3-2- احتمال، ترسیم موقعیت و دوره بازگشت
احتمال نیز یکی از ابزارهای اساسی علم آمار است که آغاز رسمی آن به قرن هفدهم برمی‌گردد. در این قرن بازیهایی که در آن شانس، دخالت بسزایی داشته رایج بوده است. این بازیها همان طور که از اسم آن پیداست کارهایی از قبیل چرخاندن چرخ، ریختن یک تاس، پرتاب یک سکه و غیره را دربرمی‌گیرد که در آنها برآمد آزمایش قطعی نیست. به هر حال واضح است که حتی با وجود قطعی نبودن برآمد هر آزمایش ویژه به یک برآمد قابل پیش بینی در دراز مدت وجود دارد.
دو نوع کلی احتمال (پیشین و پسین) دارای نکته مشترکی هستند. هر دو آنها به آزمایشی خیالی نیاز دارند که برآمدهای گوناگون در این آزمایشها بتوانند تحت شرایط نسبتا یکنواخت رخ دهند. برای مثال پرتابهای مکرر یک سکه برای حالت پیشین و زاد و ولدهای مکرر برای حالت پسین را می‌توان نام برد. اما ممکن است مواردی به دنیای نظریه احتمال وارد شوند که قرار دادن آنها در چارچوب برآمدهای مکرری که تا اندازه‌ای دارای شرایط یکسانند قابل درک نمی‌باشد.
انواع توزیع های احتمال شامل توزیع احتمال یک متغیر تصادفی گسسته و تابع چگالی احتمال است که توزیع احتمال یک متغیر تصادفی گسسته، یا بطور خلاصه، توزیع یک متغر تصادفی عبارت است از فهرست مقادیر Xi از متغیر تصادفی همراه با احتمال منسوب به هر یک از این مقادیر (f(xi) = P(X=Xi. اغلب میتوان به جای استفاده از یک فهرست مفصل، از یک فرمول استفاده کرد.
تابع چگالی احتمال (f(x نیز توزیع احتمال یک متغیر تصادفی پیوسته را توصیف می‌کند و دارای خواص زیر است:
1) مساحت کل زیر منحنی چگالی برابر با یک است.
2) مساحت زیر منحنی چگالی بین a و b مساوی است با(P(a?x?b.
3) (f(x مثبت یا صفر است.
روابط بین توزیع های آماری به صورت همگرایی در توزیع را می توان از طرق مختلفی بدست آورد که دو روش متداول عبارتند است.
1- کنترل همگرایی تابع مولد گشتاور به تابع مولد گشتاور مورد نظر و استفاده از قضیه یکتایی تابع مولد گشتاورهای می باشد
2- کنترل همگرایی تابع توزیع ( یا در حالت گسسته کنترل تابع احتمال) می باشد.
برای این منظور میتوان از نتایج قضیه حد مرکزی ( یا روش دلتا) در حالت یک متغیره و چند متغیره بهره جست که همگرایی در توزیع را برای میانگین (یا مجموع) متغیرهای تصادفی نتیجه میدهد.
اگر احتمال وقوع متغیر یک پدیده تصادفی باشد، و بتوان خروجی ممکن برای این پدیده درنظر گرفت، خواهیم داشت:
(3-1)
دوره بازگشت برابر با تعداد سالهایی (یا هر بازه زمانی دیگر) است که به طور متوسط بین دو واقعه مشابه وجود دارد. دوره بازگشت عکس احتمال است یعنی اگر احتمال وقوع واقعهای برابر باشد، دوره بازگشت آن برابر خواهد بود با :
(3-2)
دبیهای اوج با یک الگوی ثابت نسبت به زمان یا با یک بزرگی مشابه اتفاق نمیافتد و فاصله زمانی بین سیلابها متغیر میباشد. سیلابهای بزرگ طبیعتا دارای دورههای برگشت زیاد بوده و عکس این مطلب نیز صادق است. یک سیلاب معین با دوره برگشت میتواند بیش از یک بار در سال اتفاق بیافتد، از این رو احتمال تجاوز آن میباشد. احتمال تجمعی عدم تجاوز آن نیز بوسیله معادله زیر بیان میشود:
(3-3)
معادله فوق اساس برآورد بزرگی یک سیلاب با دوره برگشت مورد نظر میباشد. با جایگزینی در یک تابع توزیع آماری معلوم، میتوان آن را برحسب بزرگی حل نمود.
نمودارهای احتمال نیاز به یک برآورد اولیه از احتمال عدم فراتر رفتن دارند که آن را ترسیم موقعیت مینامند. رابطه ترسیم موقعیتی که در این تحقیق از آن استفاده می شود، توسطHosking (1990) ارائه شده است و بصورت زیر بیان میشود:
(3-4)
که در آن اندازه نمونه و ردیف مشاهدات در یک ترتیب صعودی است. معادله فوق نتایج قابل قبولی را برای بسیاری از توزیعهای سه پارامتری ارائه میکند و در روش گشتاورهای وزنی احتمال نیز مورد استفاده قرار میگیرد ( اسلامیان و سلطانیکوپائی، ????، کارآموز و عراقینژاد، 1384).
3-4- توزیعهای احتمالاتی
اگر نمونهای به اندازه کافی بزرگ در دسترس باشد (مثلا یک میلیون پیشامد)، میتوان پیشامد طرح و فاصله اطمینان آن را مستقیما از دادههای نمونه بدست آورد. در موارد عادی حجم دادهها به این اندازه نخواهد بود و در نتیجه دادههای نمونه در حالت کلی برای برازش با یک توزیع فراوانی به کار برده میشود و این توزیع فراوانی خود برای برونیابی پیشامدهای طرح از پیشامدهای ثبت شده به صورت نموداری یا بوسیله برآورد پارامترهای یک توزیع فراوانی استاندارد مورد استفاده قرار خواهد گرفت. رفتار یک متغیر تصادفی را میتوان با توزیع احتمالاتی آن بیان کرد. هر مقدار ممکن از یک متغیر تصادفی میتواند احتمال خاصی مطابق با توزیع احتمالاتی خود داشته باشد. یک تابع توزیع احتمالاتی (PDF)4 میتواند به صورت مجزا یا ناپیوسته بیان شود. در هیدرولوژی توزیع احتمالاتی یک متغیر معمولا برای بیان تعداد وقایعی که دارای رفتار خاص میباشند (به عنوان مثال تعداد طوفانهایی که از یک مقدار خاص شدیدترند) به کار میرود (کارآموز و عراقینژاد، 1384).
3-5- تحلیل فراوانی حداکثر بارش 24 ساعته
هدف اولیه تحلیل فراوانی، ارتباط دادن بزرگی حوادث به فراوانی وقوع آنها از طریق استفاده از توزیعهای آماری می باشد. دادههای مشاهده شده از یک دوره زمانی طولانی مربوط به یک سیستم رودخانه در تحلیل فراوانی بررسی میگردند. این دادهها به صورت مستقل و دارای توزیع مشابه در نظر گرفته میشوند. دادههای سیل به صورت تصادفی در نظرگرفته شده و فرض براین است که این دادهها از نظر زمانی و مکانی مستقل هستند. علاوه براین، فرض میشود که سیلابها در رژیم هیدرولوژیکی یک سیستم بوسیله تغییرات طبیعی و یا بشرساخت تحت تاثیر قرار نگرفته باشند. یکی از پارامترهای مهم طراحی سازه‌های هیدرولیکی، رگبار طرح می‌باشد که از روی منحنی‌های شدت- مدت – فراوانی (IDF)5 برای دوام و دوره‌ی بازگشت معین استخراج می‌شود. روش‌های متداول محاسبه‌ی منحنی‌های IDF علاوه بر طولانی‌تر بودن، دارای تعداد پارامترهای زیادی می‌باشند که این خود باعث کاهش اعتماد‌پذیری این منحنی‌ها می‌شود. در روش متداول محاسبه‌ی منحنی‌هایIDF ، باید بارش به ازای دوام‌های مختلف ثبت شده باشد تا استخراج این منحنی‌ها میسر گردد. دربعضی مناطق تنها آمار بارش‌های 24 ساعته موجود است که از روی این آمار‌ها استخراج منحنی‌های IDF به روش‌های متداول ممکن نمی‌باشد. بیشتر الگوهای توزیع زمانی بارندگی که در طرح ها و پروژه های مربوط به منابع آب به کار میروند معرف بارندگی واقعی نیستند، بلکه با توجه به ایمنی لازم در مصرف آب یا جلوگیری از سیلاب های نسبتاً شدید تدوین گردیده اند. در برخی از این الگوها سلیقه شخصی در تنظیم آن ها اعمال گردیده و در برخی دیگر مانند منحنی شدت- مدت- فراوانی (IDF)، شدیدترین ریزش ها بدون توجه به ترتیب طبیعی آن ها در مد نظر بوده است. داشتن شدت بارندگی در احتمالات وقوع یا دوره بازگشتهای مختلف برای بسیاری از مدلهای هیدرولوژی الزامی است. درصورت وجود باراننگار چنین اطلاعاتی را میتوان با تحلیل فراوان سری شدتهای بارندگی در تداوم مورد نظر بدست آورد. برای مناطق فاقد ایستگاه باراننگار از چنین روشی نمیتوان استفاده کرد. برای رفع این مشکل محققین معادلات تجربی شدت- مدت- فراوانی را پیشنهاد کردند. روابط شدت- مدت- فراوانی با تناوب یا دوره بازگشت آنها نیز تغییر میکند، به طوری که به ازای یک مدت معین هر چه دوره بازگشت افزایش یابد شدت بارانهایی که اتفاق میافتد بیشتر میشوند (Chen, 1983).
توجه شود که بارش حداکثر روزانه با بارش حداکثر 24 ساعته به هم تفاوت دارند و تفاوت آن در نحوهی اندازهگیری و استخراج این دو پارامتر میباشد.
(5-3)
که در آن، نسبت مقادیر حداکثر رگبار در تداوم مختلف به حداکثر رگبار روزنه در دوره بازگشت و زمان تداوم بارندگی و و ضرایب تجربی میباشند.
رابطه (5-3) را به صورت رابطه (6-3) نیز میتوان نوشت (شامحمدی و جهانی، 1390).
(6-3)
که در آن مقدار حداکثر بارش در زمان و دوره بازگشت ، مقدار حداکثر بارش روزانه در دوره بازگشت است. همچنین میتوان از رابطه (3) به طور مشابه برای بدست آوردن شدت بارندگی ساعته با دوره بازگشت ساله، () استفاده کرد (شامحمدی و جهانی، 1390).
(7-3)

No category

دانلود تحقیق با موضوع افغانستان، شهرستان زابل، استان هرمزگان

تعمیم یافته و پارتو تعمیم یافته بر اساس آزمون کلوموگروف- اسمیرنوف و نمودار نسبت گشتاورهای خطی، مقادیر حدی تعمیم یافته و لجستیک تعمیم یافته به عنوان بهترین توزیعهای منطقهای شناخته شدند. در نهایت پارامترهای توزیع با استفاده از دادههای مشاهداتی و شبیهسازی مونت کارلو به دست آمد.
Kroll and Vogel (2002) با استفاده از نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی، تواناییهای توزیعهای مختلف برای جریانهای کم در 1505 ایستگاه آب‌سنجی در ایالات متحده را بررسی کردند. یک مقایسه تحلیلی و نظری برای جریانهای متناوب انجام شد و نتایج نشان داد که توزیعهای پیرسون نوع 3 و لوگ نرمال 3 پارامتری برای جریانهای کم در ایالات متحده به ترتیب در رودخانههای متناوب و دائمی می‌تواند استفاده شود.
Adamowski (2000) در پژوهشی به مقایسه روشهای غیر پارامتری و گشتاورهای خطی در تحلیل منطقهای سیلاب حوضههای واقع در استانهای انتاریو و کبک کانادا پرداخت. وی در پژوهش خود از دادههای حداکثر سالیانه و سریهای جزئی سیلاب استفاده کرد. او در نخستین گام حوضههای مورد بررسی را بر اساس شکل تابع تجمعی و زمان وقوع سیل به 9 ناحیه همگن تقسیم نمود. نتایج این پژوهش نشان دهنده ناکارآمدی مدلهای غیر پارامتری در جداسازی مکانیسمهای مختلف سیلاب و در پی آن ضعف در تعیین نواحی همگن میباشد.
Vogel and Wilson (1996) از نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی برای حداقل، میانگین و حداکثر جریان در بیش از 1455 رودخانه در ایالات متحده استفاده کردند. نتایج نشان داد که توزیعهای مقادیر حدی تعمیم یافته، لوگ نرمال 3 پارامتری و پیرسون نوع 3 برای جریانهای حداکثر سالانه مناسب میباشند. همچنین نمودار نسبت گشتاورهای خطی نشان داد که توزیع پیرسون نوع 3 برای جریانهای حداقل و میانگین سالانه مناسب میباشند.
Vogel et al. (1993) با استفاده از نمودارهای نسبت گشتاورهای خطی به بررسی 61 ایستگاه آب‌سنجی در استرالیا پرداختند. بررسیها نشان داد که توزیعهای مقادیر حدی تعمیم یافته و ویکبی برای مناطق جنوب غربی و غرب استرالیا و منطقه تاسمانیا که تحت نفوذ بارندگیهای زمستانه میباشند، مناسب است. در سایر اقلیمها پارتو تعمیم یافته و ویکبی مناسب تشخیص داده شدند. دیگر مدلها از قبیل گامبل، لوگ نرمال، نرمال، پیرسون، نمائی و توزیع یکنواخت نمایش ضعیفی را نشان دادند. آنها نشان دادند که نباید به یک توزیع خاص مانند مقادیر حدی تعمیم یافته اکتفا کرد و توزیعهای دیگر مانند پارتو تعمیم یافته به صورت معنیداری مناسب تشخیص داده شد.
Pearson (1991) با استفاده از نمودارهای گشتاورهای خطی به گروهبندی 275 ایستگاه در نیوزلند پرداخت. ایستگاههای مورد بررسی دارای حداقل 10 سال داده مشاهداتی بودند، به طوری که میانگین طول آمار مشاهداتی نیمه جنوبی استان 1 سال گزارش شده است. کاربرد تئوری گشتاورهای خطی در بررسی سیلابهای نیوزلند نشان میدهد که سریهای سیلاب سالانه جنوب کانتربری با توزیع مقادیر حدی نوع دوم برازش بهتری دارد. در حالی که در نتایج پژوهشهای قبلی، مقادیر حدی نوع اول به عنوان بهترین توزیع برای این منطقه معرفی شده بود.
Wiltshire (1986) دو آزمون آماری بررسی همگنی ناحیهای در تحلیل فراوانی منطقهای سیلاب را معرفی و خصوصیات این دو آزمون را نشان دادند. آزمون اول بر پایه ضریب تغییرات سریهای سیلاب حداکثر سالانه تغییر مقیاس یافته و آزمون دوم بر پایه توابع توزیع می باشد. پس از بررسی دو آزمون توسط دادههای شبیهسازی شده برتری آزمون برپایه تابع توزیع اثبات شد. قدرت تشخیص نواحی همگن توسط این آزمون بستگی به مساحت منطقه، تعداد ایستگاهها، طول دوره آماری موجود و انتخاب توزیع اصلی دارد و هرچه تعداد ایستگاهها و دادههای آنها بیشتر باشد درجه اطمینان بیشتری را همراه خواهد داشت.
Markovic (1965) توزیعهای نرمال، لوگ نرمال 2 و 3 پارامتری، گاما و پیرسون نوع 3 را برای 446 ایستگاه آب‌سنجی در غرب ایالات متحده بررسی کرد و با استفاده از آزمون کی دو توزیع گاما را به عنوان بهترین توزیع منطقهای معرفی کرد.
3-1- روش انجام تحقیق و تجزیه و تحلیل اطلاعات
در این پژوهش حداکثر دادههای شدت بارش 24 ساعته از ایستگاههای استان سیستان و بلوچستان مورد بررسی قرار میگیرد. این داده ها از ایستگاههای سینوپتیک این استان تهیه و مورد ارزیابی قرار می گیرند. تعداد ایستگاههای مورد بررسی هشت ایستگاه در سطح استان سیستان و بلوچستان می باشند.
در این پژوهش از دادههای حداکثر شدت بارش 24 ساعته ایستگاهای سینوپتیک هشت شهر زابل، زهک، زاهدان، خاش، سراوان، ایرانشهر، کنارک و چابهار در استان سیستان و بلوچستان استفاده شده است مقادیر حداکثر عددی هر تداوم و بارش روزانه، تحت آزمونهای آماری از قبیل تصادفی بودن، همگن بودن و آزمون داده های پرت قرار گرفت. برای تکمیل خلاء آماری به دو صورت عمل شد:
1- در حالتی که برخی از سال ها و برای بعضی از تداومها ایستگاه فاقد آمار یا دارای آمار غیر قابل قبول بود، با ایجاد هبستگی بین دو ردیف زمانی مجاور اقدام به تخمین مقدار مربوط به آن فاصله زمانی گردید.
2- در سالهایی که به علت نقص دستگاه باران سنج ثبات مقادیر حداکثر بصورت کامل ثبت نگردید است، از میانگین نسبت بارندگیهای کوتاه مدت به بارندگی حداکثر یک روزه ایستگاه در سالهای داری آمار استفاده شد و برای سال های فاقد آمار با ضرب این نسبتها به مقدار حداکثر رگبار یک روزه ایستگاه، اقدام به بازسازی و برآورد مقدار بارش آن سال گردید.
سپس با استفاده از نرم افزارهای تحلیل فراوانی هیدرولوژیکی HYFA) و(Best fit برای هر گروه از داده ها در بازههای زمانی مختلف تحلیل فراوانی صورت گرفت و به کمک توابع چگالی احتمال مختلف تحلیل فراوانی بارش روزانه صورت گرفت. در مرحله بعد در این تحقیق تحلیل فراوانی منطقهای حداکثر بارش 24 ساعته استان سیستان و بلوچستان با استفاده از سه روش حداکثر درستنمایی، گشتاورها و گشتاورهای خطی مورد ارزیابی قرار میگیرد و بهترین تابع توزیع با استفاده از آزمونهای مربع کای و کلوموگروف- اسمیرنوف تعیین میشوند. در این روشها توزیعهای مقادیر حدی تعمیم یافته، پیرسون نوع 3، لوگ پیرسون نوع 3، لجستیک تعمیم یافته، پارتو تعمیم یافته، لوگ نرمال نوع 3 و ویکبی 5 پارامتری مقایسه میگردند. انتخاب بهترین توزیع با توجه به این که در برخی ایستگاهها چند توزیع با استفاده از آزمونهای مربع کای و کلوموگروف- اسمیرنوف به عنوان توزیع برتر شناخته شد، بر اساس کمترین مجذور میانگین مربعات خطا صورت میگیرد. جهت محاسبه پارامترهای توزیع از روشهای حداکثر درست نمایی، روش گشتاور و روش گشتاورهای خطی استفاده شد و بهترین توزیع آماری منطبق بر دادهها بر اساس حداقل مقدار میانگین انحرافات نسبی و مقایسه برازش توزیع بر دادههای مشاهداتی به تفکیک هر تداوم انتخاب شدند. سپس حداکثر بارندگی 24 ساعته برای هر بازه زمانی و یک مجموعه از دوره بازگشتهای انتخابی( 2، 5، 10، 20، 25، 50، 100 سال) محاسبه شد (قنبرپور و همکاران، 1379).
3-2- معرفی منطقه مورد مطالعه
استان سیستان و بلوچستان با وسعتی حدود 187502 کیلومتر مربع، در جنوب شرقی ایران و در بین مختصات ?? درجه و ? دقیقه تا ?? درجه و ?? دقیقه عرض شمالی و ?? درجه و ?? دقیقه تا ?? درجه و ?? دقیقه طول شرقی واقع شده است. این استان پهناور از سمت شرق با کشور پاکستان 900 کیلومتر و با کشور افغانستان 300 کیلومتر مرز مشترک دارد؛ از قسمت جنوب با دریای عمان به طول تقریبی 270 کیلومتر مرز آبی دارد و از قسمت شمال و شمال غرب با استان خراسان به طول 190 کیلومتر و از قسمت غرب با استان کرمان به طول 580 کیلومتر و با استان هرمزگان به طول 165 کیلومتر همجوار است.
این استان از دو ناحیه سیستان و بلوچستان تشکیل یافته است که از لحاظ طبیعی با یکدیگر کاملاً متفاوتند. ناحیه سیستان 8117 کیلومتر مربع، در قسمت شمالی این استان قرار دارد و حوضه مسطح و مسدودی است که از آبرفت‌های دلتای قدیمی و فعلی رود هیرمند تشکیل شده است. ناحیه بلوچستان به مساحت 179385 کیلومتر مربع منطقه وسیع کوهستانی است که حد شمالی آن کویر لوت و حد جنوبی آن دریای عمان است. مرزهای طولانی آبی و خشکی استان با کشورهای افغانستان، پاکستان و کشورهای حوضه خلیج فارس، موقعیت ویژه‌ای را به آن بخشیده و سبب ایجاد شرایطی خاص شده است (بینام، 1392).
به علت زیاد بودن متوسط دما و وزش بادهای موسمی، میزان تبخیر در این استان زیاد است و به طور متوسط چهار میلی‌متر در روز گزارش شده است بارندگی عمدتاً در ماه‌های زمستان صورت می‌گیرد. به طور متوسط در هفت ماه از سال در این ناحیه اثری از باران مشاهده نمی‌شود. میزان بارندگی از طرف شرق به غرب استان افزایش می‌یابد. متوسط سالانه بارندگی آن حدود 70 میلی‌متر و بسیار نامنظم است. استان سیستان و بلوچستان از لحاظ طبقه بندی اقلیمی درناحیه اقلیمی بیابانی و خشک می‌باشد. در یک تقسیم بندی کلی می‌توان گفت مناطق ایرانشهر، زابل و باهوکلات، آب و هوای بیابانی و ناحیه زاهدان در مرز بین اقلیم بیابانی و نیمه بیابانی قرار گرفته است. مناطق سراوان، خاش، چابهار، آب و هوای نیمه بیابانی و ناحیه کوهستانی بم پشت در جنوب سراوان و امتداد آن به طرف مشرق تا کوههای بشاگرد، آب و هوای نیمه بیابانی معتدل دارند. اقلیم مشرق ارتفاعات و فلات های مرتفع و کم وسعت میان آن، نیمه بیابانی با زمستانهای سرد است.
میزان نزولات در مناطق مختلف معمولاً بین ???-?? میلیمتر می‌باشد. در سال بارندگی گاه موجب ایجاد سیل و خسارت شدید می‌گردد ولی در صورت مهار سیلاب ها امکان توسعه کشت افزایش می‌یابد. متوسط بیشترین نزولات جوی سالانه در استان، در شهرستان‌ خاش با 153 میلی‌متر و متوسط کم‌ترین مقدار بارندگی در شهرستان زابل با 56 میلی‌متر روی می دهد. میزان متوسط رطوبت نسبی در سواحل دریای عمان، حدود 70 تا 80 درصد در دی ماه است. در تابستان مقدار رطوبت نسبی کاهش می‌یابد، ولی کرانه‌های غربی بلوچستان به علت نزدیکی به اقیانوس هند در تابستان نیز رطوبت نسبتاً بالایی دارد (اسماعیل نژاد، 1384). در شکل 3-1 نقشه استان سیستان و بلوچستان و موقعیت هشت ایستگاه سینوپتیک مورد بررسی در این استان نشان داده شده است.
شکل 3-1- نقشه استان سیستان و بلوچستان و موقعیت هشت ایستگاه سینوپتیک مورد بررسی این استان
3-3- فرضیات اولیه آمار و احتمالات در تحلیل فراوانی
3-3-1- متغیر تصادفی
سرآغاز اولیه آمار را باید در شمارشهای آماری حوالی آغاز قرن اول میلادی یافت. اما تنها در قرن هجدهم بود که این علم با به کار رفتن در توصیف جنبه هایی که شرایط یک وضعیت را مشخص میکردند به عنوان رشته ای علمی و مستقل شروع به مطرح شدن کرد. روش های آمار ریاضی با آشکار کردن قوانین جدید به ابزاری موثر در علوم طبیعی و تکنولوژی تبدیل شد. جامعه یک بررسی آماری دارای مشاهدهها یا آزمایشهایی تحت شرایطی یکسان، به عنوان عنصرهای خود است. هر یک از این عنصرها را میتوان نسبت به مشخصههای متفاوتی بررسی کرد که میتوانند به عنوان متغیرهای تصادفی در نظر گرفته شوند. اگر مشخصه تحت بررسی، دارای تابع توزیع در جامعه مربوط باشد، آنگاه گفته میشود که جامعه مورد بحث دارای توزیع نسبت به مشخصه است.
در بررسیهای آماری همواره زیر مجموعهای متناهی از عناصر جامعه مورد تحقیق قرار میگیرد. این زیرمجموعه به نمونه موسوم است و تعداد

No category

دانلود تحقیق با موضوع روش حداقل مربعات، استان گلستان، سلسله مراتب

مقایسه توزیع زمانی بارش های 24 ساعته و الگوهای تیپ توزیع زمانی پرداخته است که نتیجه آن عدم همخوانی بین آنها است.
2-2- مروری بر تحقیقات خارجی انجام شده در مورد تحلیل فراوانی حداکثر شدت بارش و سیلاب
هدف اولیه تحلیل فراوانی، برقراری رابطه بین بزرگی حوادث حدی و فراوانی وقوع آنها از طریق استفاده از توزیعهای آماری میباشد (Chow et al., 1988). روشهای متفاوتی از جمله روش گشتاورها، حداکثر درستنمایی، روش گشتاورهای وزنی احتمال، روش حداقل مربعات، روش آنتروپی حداکثر، روش گشتاورهای مخلوط، روش تعمیم یافته گشتاور و روش میانگینهای ناتمام برای برآورد پارامتر توزیعهای مختلف در زمینه هیدرولوژی توسعه یافته است (Rao and Hamed, 1997). گشتاورهای وزنی احتمال توسط Greenwood et al, (1979) ارائه شد. همچنین Hosking (1990) گشتاورهای خطی را معرفی کرد که توابعی از گشتاورهای وزنی احتمال هستند. خطی بودن و عدم حساسیت گشتاورهای خطی به دادههای پرت در مقایسه با سایر روشهای متداول و توانایی جمعبندی و تبیین خصوصیات اصلی توزیعهای احتمال مانند ضریب تغییرات، ضریب چولگی و ضریب کشیدگی، از مزایای این روش میباشد. در تحلیل فراوانی منطقهای از دادههای چند ایستگاه برای تخمین حداکثر سیلاب با دوره بازگشتهای مختلف استفاده میشود، این تحلیل شامل شناسایی منطقه و ایستگاههای وابسته به آن، آزمون همگنی منطقه و انتخاب بهترین توزیع فراوانی منطقهای میباشد (Sveinsson et al., 2002; Durrans and Kirby, 2004).
Abolverdi and Khalili (2009) حداکثر بارندگی سالانه 154 ایستگاه بارانسنجی در جنوب غربی ایران را با استفاده از روش گشتاورهای خطی بررسی کردند. آنها منطقه مورد مطالعه را به 4 ناحیه همگن تقسیم کردند. با تحلیل مناطق همگن روش گشتاورهای خطی موفق ارزیابی شد. در نهایت بهترین توزیع منطقهای با استفاده از آزمون نکوئی برازش ، توزیع لجستیک تعمیم یافته برای سه منطقه و مقادیر حدی تعمیم یافته برای یک منطقه مناسب تشخیص داده شد.
Shabri and Ariff (2009) تحلیل فراوانی منطقهای حداکثر بارندگی روزانه کوالا لامپور1 و سلانگور2 و در مالزی را با استفاده از گشتاورها خطی انجام دادند. توزیعهای نرمال 2 پارامتری، لوگ نرمال 2 و 3 پارامتری، لجستیک، لجستیک تعمیم یافته، مقادیر حدی، مقادیر حدی تعمیم یافته و پارتو تعمیم یافته مورد بررسی قرار گرفته و در نتیجه با استفاده از شاخص میانگین مطلق انحراف (MADI)، شاخص میانگین مربعات انحراف (MSDI) و نمودار نسبت گشتاورهای خطی مشخص شد که توزیع لجستیک تعمیم یافته بهترین توزیع برای منطقه مورد مطالعه میباشد.
Yurekli et al. (2009) تخمین بارندگی منطقهای 17 ایستگاه برای حوضه آبریز سیکرک3 در ترکیه را با گشتاورهای خطی انجام داد. با استفاده از آزمونهای ناهماهنگی و غیرهمگنی بر مبنای گشتاورهای خطی مشخص شد که ایستگاه ناهماهنگ وجود ندارد و منطقه مورد مطالعه همگن میباشد. توزیعهای مقادیر حدی تعمیم یافته، لوگ نرمال 3 پارامتری به وسیله آزمون نکوئی برازش مناسب تشخیص داده شد و با توجه به اینکه مقدار در لوگ نرمال 3 پارامتری کوچکتر بود این توزیع به عنوان بهترین توزیع منطقهای شناخته شد.
Modarres and Sarhadi (2009) به بررسی فراوانی خشکی هیدرولوژیکی حوضه آبریز هلیلرود در جنوب شرقی ایران پرداختند. آنها از آزمونهای ناهماهنگی و غیرهمگنی بر مبنای گشتاورهای خطی برای تعیین ایستگاههای ناهماهنگ و بررسی همگنی منطقهای استفاده کردند. از مجموع 15 ایستگاه یک ایستگاه به عنوان ایستکاه ناهماهنگ شناخته شد و منطقه مورد مطالعه همگن تشخیص داده شد. آنها متوجه شدند که دو عامل پوشش گیاهی و آزادی حوضههای آبریز که تحت کنترل، نفوذ و شیب هیدرولیکی میباشند، نقش مهمی در خشکی هلیل رود ایفا میکند.
Hussain and Pasha (2008) با استفاده از تئوری گشتاورهای خطی به بررسی فراوانی منطقهای سیلاب در منطقه پنجاب پاکستان پرداختند. آنها از 7 ایستگاه در این منطقه استفاده کردند و معیار ناهماهنگی و غیر همگنی بر مبنای گشتاورهای خطی را برای این ایستگاهها بررسی کردند. از بین توزیعهای لجستیک تعمیم یافته، مقادیر حدی تعمیم یافته، نرمال تعمیم یافته، پیرسون نوع 3، پارتو تعمیم یافته و ویکبی 5 پارامتری، با استفاده از نمودار نسبت گشاورهای خطی و آزمون نکوئی برازش توزیعهای نرمال تعمیم یافته، پارتو تعمیم یافته و مقادیر حدی تعمیم یافته به عنوان توزیعهای منتخب شناخته شدند. آنها با استفاده از نتایج شبیهسازی مونت کارلو، چندکهای تخمین زده شده و منحنی رشد را برای 3 توزیع منتخب بررسی کردند. شبیهسازیها نشان داد که توزیع نرمال تعمیم یافته و پارتو تعمیم یافته بهترین توزیعهای منطقهای هستند.
Saf (2008) با استفاده از گشتاورهای خطی به بررسی فراوانی منطقهای سیلاب از 145 ایستگاه در Buyuk و Kuchuk Menderes در ترکیه پرداخت. 7 ایستگاه از مجموع ایستگاههای موجود حذف گردید. دادههای موجود به وسیله آزمونهای ناهماهنگی و غیرهمگنی مبنی بر گشتاورهای خطی بررسی گردید و نتایج نشان داد که منطقه به 2 زیر ناحیه همگن قابل تقسیم است. توزیعهای لجستیک تعمیم یافته، مقادیر حدی تعمیم یافته، نرمال تعمیم یافته، پیرسون نوع 3، پارتو تعمیم یافته، کاپا و توزیع 5 پارامتری ویکبی بررسی گردید. بر اساس آزمون نکوئی برازش توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته به عنوان بهترین توزیع منطقهای شناخته شد. برای ارزیابی نتایج به دست آمده از مجذور مربعات خطا استفاده شد. در نهایت برای برآورد دبی در ایستگاههای فاقد آمار رابطهای منطقهای بین حداکثر سیلاب سلانه و مساحت حوضه آبریز به دست آمد.
Abida and Ellouze (2007) از گشتاورهای خطی برای شناخت بهترین توزیع منطقه در تونس استفاده کردند. آنها از 37 ایستگاه آب‌سنجی با میانگین طول آماری 24 سال استفاده کردند. آنها کشور تونس را به دو منطقه همگن (شمال و مرکز-جنوب) تقسیم کردند. 5 توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته، پیرسون نوع 3، لجستیک تعمیم یافته، نرمال تعمیم یافته و پارتو تعمیم یافته مورد بررسی قرار گرفت. در نتیجه با استفاده از نمودار نسبت گشتاورهای خطی توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته برای منطقه شمال و لجستیک تعمیم یافته برای منطقه مرکز- جنوب به عنوان بهترین توزیعهای منطقهای شناخته شد.
Yurekli and Modarres (2007) به بررسی فراوانی منطقهای حداکثر بارندگی روزانه استان توکات (Tokat) در ترکیه با استفاده از روش گشتاورهای خطی پرداختند. آنها در ابتدا منطقه مورد مطالعه را به دو زیر ناحیه تقسیم نمودند و پس از بررسی همگنی متوجه شدند که منطقه مورد مطالعه همگن نیست. در نهایت منطقه مورد مطالعه را به سه زیر ناحیه همگن تقسیم شد. با استفاده از آزمون نکوئی برازش توزیعهای لجستیک تعمیم یافته و مقادیر حدی تعمیم یافته به عنوان بهترین توزیعهای منطقهای معرفی شدند.
Mosaedi et al. (2006) اثر توپوگرافی را روی حداکثر بارش روزانه در استان گلستان طی یک دوره سی ساله برای بیست ایستگاه باران سنجی تجزیه و تحلیل نموده و به این نتیجه رسیده اند که مقدار حداکثر بارش روزانه تابعی از ارتفاع نیست، در حالی که در مناطق مرتفع بین مقدار حداکثر بارش روزانه و ارتفاع محل ارتباطی وجود دارد و در بعضی مناطق این رابطه معنی دارتر است.
Kysely et al. (2006) مناطق همگن را برای تحلیل فراوانی منطقهای حداکثر بارندگیهای رخ داده در جمهوری چک تعیین کردند. آنها از دادههای بارندگی 78 ایستگاه از سال 1961 تا 2000 استفاده کردند. مناطق اولیه شکل گرفته با استفاده از خصوصیات هر ایستگاه و تحلیل خوشهبندی سلسله مراتبی شامل پیوند میانگین و وارد انجام شد. آنها از آزمونهای ناهماهنگی و غیر همگنی بر مبنای گشتاورهای خطی برای بررسی مناطق همگن ایجاد شده، استفاده کردند. در نهایت منطقه مورد مطالعه به 4 ناحیه همگن تقسیم شد.
Rubinic و O?anic (2006) در پژوهشی به تجزیه و تحلیل نسبت میان بارش های روزانه شدید و بارش سالانه در منطقه کوهستانی جرسکی کوتار و منطقه ساحلی کرواسی طی دوره آماری 1950 الی 1983 پرداخته اند و به این نتیجه رسیده اند که همبستگی شدیدی میان مقدار بارش سالانه و بارش های روزانه بین 20 تا 100 میلی متر وجود دارد، اما بین بارش های شدید بیش از 100 میلی متر و بارش سالانه همبستگی شدیدی وجود ندارد.
Kohnova and Parjka (2005) در تحقیقی به بررسی برآورد عمق حداکثر بارش روزانه کوه های منطقه اسلواکی طی دوره آماری (2000-1951) برای 25 ایستگاه باران سنجی پرداخته و عمق حداکثر بارش روزانه را برای چند محل برآورد کرده اند.
Atiem and Harmancioglu (2005) با استفاده از تکنیک گشتاورهای خطی به بررسی فراوانی منطقهای سیلاب در 14 ایستگاه آب‌سنجی در رودخانه نیل پرداختند. 5 تابع توزیع به نامهای پارتو تعمیم یافته، مقادیر حدی تعمیم یافته، لجستیک تعمیم یافته، نرمال تعمیم یافته و پیرسون نوع 3 بررسی شد. نتایج نشان دهنده 3 منطقه بود: 1- منطقه کاملا همگن شامل 8 ایستگاه که توزیع لجستیک تعمیم یافته به عنوان بهترین توزیع شناخته شد. 2- منطقه نسبتا ناهمگن شامل 9 ایستگاه که توزیع لجستیک تعمیم یافته به عنوان بهترین توزیع شناخته شد. 3- منطق کاملا ناهمگن که شامل تمام 14 ایستگاه بود. در نهایت با استفاده از RMSE و BIAS درستی چندکهای بدست آمده بررسی گردید.
Kumar and Chatterjee (2005) با استفاده از گشتاورهای خطی به برسی فراوانی منطقهای سیلاب در حوضههای آبریز هند پرداختند. با استفاده از آزمونهای ناهماهنگی و غیرهمگنی بر مبنای گشتاورهای خطی به بررسی دادهها پرداختند. در نتیجه از 11 ایستگاه مورد مطالعه، 8 ایستگاه یک منطقه همگن را تشکیل داد. آنها توزیعهای مقادیر حدی، مقادیر حدی تعمیم یافته، لجستیک، لجستیک تعمیم یافته، نرمال، نرمال تعمیم یافته، پیرسون نوع 3، نمایی، پارتو تعمیم یافته، کاپا و ویکبی 5 پارامتری را بررسی کردند. بر اساس نمودار نسبت گشتاورهای خطی و آزمون نکوئی برازش ، توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته به عنوان بهترین توزیع منطقهای شناخته شد. در نهایت برای تخمین سیلاب در ایستگاههای فاقد آمار معادله منطقهای بین حداکثر سیلاب سالانه و مساحت حوضه به دست آمد.
Yi Gong et al. (2005) در تحقیقی با عنوان بارش روزانه منطقه نیمه خشک شمال چین طی دوره آماری 1956 الی 2000 به این نتایج رسیده اند که در سال 1990 روزهای بارانی در حدود 8 روز کاهش داشته است و حداکثر بارش روزانه روند معلوم و قابل درکی را نشان نمی دهد، ولی ولی میانگین حداکثر بارش روزانه از سال 1979 تا 1990کاهش یافته است.
Yue and Wang (2004) با استفاده از گشتاورهای خطی به بررسی فراوانی منطقهای سیلاب در کانادا پرداختند. منطقه مورد مطالعه به 10 زیر ناحیه تقسیم شد. آنها از آزمون نکوئی برازش برای شناخت توزیع مناسب در مناطق مختلف آب و هوایی کانادا استفاده کردند. در نتیجه در اقیانوس آرام و کوههای جنوبی بریتیش کلمبیا (مناطق 1 و 2) توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته، در یوکون و شمال بریتیش کلمبیا (منطقه 3) لوگ نرمال 3 پارامتری، در شمال غربی جنگل (منطقه 5) لوگ نرمال 3 پارامتری، در نواحی قطبی (منطقه 10) ویبول 3 پارامتری، در زمینهای هموار (منطقه 4)، شمال شرقی جنگل (منطقه 6)، دریاچهها (منطقه 7)، اقیانوس اطلس (منطقه 8) و ماکنزی (منطقه 9) توزیع پیرسون نوع 3 مناسب تشخیص داده شد.
Lee and Meang (2003) تحلیل فراوانی حداکثر بارندگی روزانه 38 ایستگاه بارانسنجی در کره را با استفاده از روش گشتاورهای خطی انجام دادند. از بین توزیعهای مقادیر حدی تعمیم یافته، لجستیک

No category

دانلود تحقیق با موضوع روند بارش، دوره بازگشت، استان خراسان

) مقایسه شد و رگرسیون توانی SE بهترین دقت را دارا بود به طوری که میتوان با داشتن مساحت حوضه، دبی در دورههای برگشت مختلف را برآورد نمود .
در تحقیق ذوالفقاری و همکاران (1388) دادههای بالاترین بارش روزانه 46 ایستگاه سینوپتیک ایران طی سال های 1976 تا 2005، با هدف بررسی نسبت حداکثر بارش های روزانه به بارش های سالانه از سازمان هواشناسی کشور دریافت شد. ابتدا از روش های آماری شامل آزمون های همبستگی، رگرسیون دومتغیره و چندگانه، آنالیز واریانس و آزمون ناپارامتری فریدمن استفاده شد تا تاثیر عوامل مستقل ارتفاع، عرض و طول جغرافیایی بر این نسبت و همچنین داری تغییرات نسبت حداکثر بارش های روزانه به بارش های سالانه درطول دوره آماری بررسی شود. سپس برای بررسی مشاهداتی از نمودارها و نقشه ها استفاده شد. در نهایت با روش خوشه بندی وارد، پهنه بندی اقلیمی ایستگاه های مورد مطالعه از نظر نسبت بارش ارایه شد. در بررسی تاثیر عرض جغرافیایی بر نسبت حداکثر بارش های روزانه به بارش های سالانه ایران، نتایج نشان داد که با کاهش عرض جغرافیایی از شمال به جنوب کشور میزان این نسبت افزایش مییابد. بررسی تغییرات نسبت حداکثر بارش های روزانه به بارش های سالانه در طول دوره آماری در هر یک از ایستگاه ها نشان داد که این تغییرات تنها در ایستگاه سنندج معنی دار است. تغییرات این نسبت در گستره ایران نشان داد که دهه اول با دهه دوم تفاوت معنیداری ندارد. اما تغییرات دهه سوم نسبت به دهه اول به صورت معنی دار افزایش پیدا کرده است. همچنین نتایج نشان داد بین حداکثر بارش روزانه ایستگاه ها و بارش سالانه آنها رابطه معنی داری وجود دارد. یعنی با افزایش بارش سالانه میزان حداکثر بارش روزانه ایستگاه ها افزایش می یابد. در نهایت، پهنه بندی اقلیمی ایستگاه ها وجود پنج طبقه اقلیمی را از نظر نسبت حداکثر بارش های روزانه به بارش های سالانه در کشور نشان می دهد.
سرحدی و همکاران (1387) برای تحلیل فراوانی منطقهای جریانهای کم در حوضه هلیل رود جیرفت از روش گشتاورهای خطی استفاده کردند. با استفاده از دو آماره ناهماهنگی و غیرهمگنی هاسکینگ و والیس مشخص شد که در منطقه ایستگاه ناهماهنگ وجود ندارد و منطقه کاملا همگن است. با استفاده از آزمون نکوئی برازش توزیع پیرسون نوع 3 به عنوان بهترین توزیع منطقهای شناخته شد و در نهایت با استفاده از رگرسیون چند متغیره مساحت حوضه به عنوان پارامتر اصلی برای برآورد جریان کم با دورههای بازگشت مختلف در ایستگاههای فاقد آمار مشخص شد.
شامکوئیان و همکاران (1387) از گشتاورهای خطی و سیلاب نمایه در تحلیل فراوانی سیلاب در حوضههای آبریز استان خراسان استفاده کردند. آنها از آمار دبی سیلاب اوج لحظهای سالانه 68 ایستگاه آب‌سنجی با حداقل و حداکثر طول دوره آماری 6 و 39 سال و ویژگیهای فیزیوگرافی حوضههای آبریز آنها استفاده نمودند. با استفاده از روش خوشهبندی منطقه مورد مطالعه به 7 ناحیه همگن تقسیم شد. آزمونهای ناهماهنگی و غیر همگنی مبنی بر گشتاورهای خطی انجام شد و یک ایستگاه به عنوان ایستگاه ناهماهنگ شناخته شد و همچنین منطقه مورد مطالعه همگن تشخیص داده شد. توابع توزیع لوگ نرمال 3 پارامتری، مقادیر حدی تعمیم یافته، پارتو تعمیم یافته، لجستیک تعمیم یافته و پیرسون نوع 3 با استفاده از آزمونهای نکوئی برازش و کلوموگروف-اسمیرنوف انتخاب شدند. در نهایت مدل لگاریتمی و چهار متغیره به منظور برآورد سیلاب نمایه در هر نقطه از نواحی همگن، و مقیاسدار کردن مقادیر سیلاب بی بعد ناحیهای با استفاده از ویژگیهای فیزیوگرافی حوضه استخراج شد.
عبدی کردانی و فاخریفر (1387) با استفاده از روش گشتاورهای خطی به تحلیل فراوانی جریانهای حداکثر رودخانهای در استان آذربایجان شرقی پرداختند. آنها از دبی حداکثر 38 رودخانه با دوره آماری مشترک 34 ساله استفاده کردند. با استفاده از روش مجذور کمترین مربعات خطا توزیع ویکبی 5 پارامتری به عنوان بهترین توزیع آماری شناخته شد. آنها به این نتیجه رسیدند که توزیع ویکبی به عنوان یک توزیع برتر برای تحلیل فراوانی سیل مطرح می‌باشد.
نیکروح و همکاران (1387) به مقایسه فراوانی حداکثر دبی سیلاب در حوضههای دز و کرخه با استفاده از روش‌های گشتاور معمولی و گشتاور خطی پرداختند. در این تحقیق نشان داده شد که ایستگاههای مبنا در منطقه طرح در روش گشتاورهای معمولی با دو توزیع لوگ پیرسون نوع 3 و لوگ نرمال 3 پارامتری و در روش گشتاورهای خطی با دو توزیع نرمال تعمیم یافته و مقادیر حدی تعمیم یافته تطبیق دارند. اگرچه در هر روش توابع توزیع متفاوتی برای رفتار دبی برازش داده شدهاند ولی اعداد بدست آمده برای دبی سیلاب به ازای دوره بازگشتهای مختلف در ایستگاههای حوضه، نزدیک بهم شدند.
ایران نژاد و همکاران (1386) در پژوهشی با عنوان سهم تغییرات فراوانی وشدت بارش روزانه در روند بارش در ایران، طی دوره 1960 تا 2001 برای 38 ایستگاه منتخب به این نتایج رسیدهاند که روند بارش کل سالانه در 10 ایستگاه و تعداد روزهای بارانی در 21 ایستگاه، معنیدارحداقل در سطح اعتماد است. بنا بر پژوهش آن ها اغلب ایستگاه های واقع در منطقه غرب و شمال غرب دارای روند بارش سالانه کاهشی و بیشتر ایستگاه های واقع در نواحی جنوبی و مرکزی ایران دارای روند افزایشی هستند. روند بارش فصل زمستان شبیه به روند بارش سالانه است. روند بارش فصل بهار در اغلب ایستگاه ها کاهشی و فصل پاییز افزایشی است. در پاره ای از ایستگاه ها سیر صعودی از روند کاهشی در بارش های خفیف به سمت روند افزایشی بارش های سنگین ملاحظه می شود که با روند افزایشی قوی و اغلب معنیدار بارش کل سالانه یا فصلی مطابقت دارد. در بعضی ایستگاهها نیز سیر نزولی از روند افزایشی در بارش های خفیف به سمت روند کاهشی در بارش های سنگین دیده می شود که با روند کاهشی قوی و غالبا معنی دار بارش کل سالانه یا فصلی هماهنگ است.
رادمنش (1385) در مطالعات خود بر روی اثرات مقیاس زمانی بارش در شبیهسازی هیدروگراف سیل و سیلاب طرح اظهار میدارد که الگوی توزیع زمانی واقعی بارش نسبت به الگوی ساختگی بارش برازش بهتری بین هیدروگراف شبیهسازی شده و هیدروگراف مشاهدهای بدست میدهد. همچنین وی پیشنهاد میکند در حوضههای متوسط به جای استفاده از بارندگی روزانه، بارندگی با تداوم کوتاه مدت به کار برده شود. اما در حوضههای بزرگ استفاده از تداوم روزانه بارندگی مناسبتر است.
مهدوی و همکاران (1385) برازش توزیعهای احتمالی مناسب را برای سری جریانهای سالانه و با استفاده از روش گشتاورهای خطی در مناطق خشک و نیمه خشک بررسی کردند. آنها از 20 ایستگاه آبسنجی برای دبیهای حداقل، میانگین و حداکثر سالانه و 17 ایستگاه آب‌سنجی را برای دبیهای حداکثر لحظهای استفاده کردند. بر اساس نتایج به دست آمده در منطقه مطالعاتی حوضه آبریز فلات مرکزی برای دبیهای حداقل، توزیع پیرسون نوع 3 و روش گشتاور خطی، برای دبیهای میانگین سالانه توزیع پیرسون نوع 3 و لوگ پیرسون نوع 3 و روش گشتاور خطی، برای دبیهای حداکثر سالانه توزیع پیرسون نوع 3 و روش گشتاورهای خطی و همچنین توزیع لوگ پیرسون نوع 3 و لوگ نرمال 2 پارامتری و روش گشتاور معمولی و برای دبیهای حداکثر لحظهای سالانه توزیع لوگ پیرسون نوع 3 و روش گشتاور معمولی و توزیع پیرسون نوع 3، لوگ نرمال 3 پارامتری و دو پارامتری بیشترین برازش را نشان دادند.
فیضی و اسلامیان (1384) به مقایسه روشهای ایستگاهی و منطقهای گشتاورهای خطی در برآورد بارندگی حداکثر ماهانه 18 ایستگاه بارانسنجی در حوضه زایندهرود پرداختند. آنها نتیجه گرفتند که یک روند افزایشی تفاوتها، در تناسب با افزایش طول دوره بازگشت در ایستگاههای مختلف دیده میشود و همچنین در ایستگاههایی با اندازه نمونه بالا، برآورد ایستگاهی و منطقهای در این ایستگاهها دارای تفاوت کمتر از 5 درصد در دوره بازگشت 200 سال میباشد. در نهایت توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته با استفاده از آزمون نکوئی برازش به عنوان مناسبترین توزیع منطقهای شناخته شد.
مسعودیان (1384) در تحقیقی به بررسی تغییرات توزیع فراوانی بارش های روزانه حوضه کارون از دیدگاه آب شناسی پرداخته و به این نتیجه رسیده است که طی چند دهه گذشته در 75 درصد مساحت حوضه کارون تغییر معناداری در توزیع فراوانی بارش های روزانه، دیده نشده است، در حالی که دبی های حداکثر لحظه ای در این حوضه روند افزایشی داشته است.
علیجانی (1383) در بررسی بالاترین بارش روزانه طی دوره آماری (1985-1961) درایران به این نتیجه رسیده است که توزیع زمانی بارندگی در شمال یکنواخت تر از جنوب است و وضعیت جنوب به یک رژیم نامنظم بیابانی شباهت دارد. در بین همه نقاط ایران، بارش های روزانه نوار انارک تا قائن از همه کمتر است و نشان می دهدکه دوری از منابع رطوبتی سبب این وضعیت شده است.
اسلامیان و چاووشی بروجنی (1382) از گشتاورهای خطی در تحلیل فراوانی سیلاب در حوضههای آبریز مرکزی ایران استفاده کردند. آنها 27 ایستگاه آب‌سنجی را بررسی کردند. با استفاده از نمودار نسبت گشتاورهای خطی مناسبترین توزیع قابل برازش برای هر یک از ایستگاههای مطالعاتی تعیین شد. با استفاده از آزمون ناهماهنگی مبنی بر گشتاورهای خطی، ایستگاههای ناهماهنگ شناخته شد. با استفاده از آزمون نکوئی برازش توزیعهای لجستیک تعمیم یافته، مقادیر حدی تعمیم یافته، نرمال تعمیم یافته، پیرسون نوع 3 و پارتو تعمیم یافته به عنوان مناسبترین توزیعها برای منطقه شناخته شد. در نهایت مقادیر تخمین دبی با تناوب‌های مختلف در منطقه تعیین و پارامترهای منطقهای توزیعهای منتخب ارائه گردید.
کریمی و امیدوار (1379) در بررسی حداکثر بارش های روزانه از شمال غرب تا جنوب غرب ایران طی یک دوره آماری 10 ساله این نتیجه رسیدهاندکه توزیع فضایی نسبت بارش یکروزه به سالانه همگون نیست و بین بارش های سالانه و بارش یک روزه نسبت مستقیمی وجود دارد. هر جا که مقدار بارندگی زیاد است، میزان بارش یک روزه نیز بالاست. ناحیه بندی حداکثر بارش های روزانه براساس روش وارد نیز بیانگر وجود نواحی بارش متعدد در منطقه مورد مطالعه است.
جهانبخش و ذوالفقاری (1379) در پژوهشی دیگر الگوهای سینوپتیک بارش های روزانه در غرب ایران طی یک دوره آماری 20 ساله را بررسی نموده اند و پنج ناحیه بارش روزانه به نام های مرکزی، شمال غربی، جنوب غربی، خزری شمال شرقی و ناحیه شرقی مشخص کردهاند. نتایج این بررسی حاکی از وجود اختلافات معنی دار در الگوی مراکز کم ارتفاع، فرود موج کوتاه، محور فرود و مراکز کم فشار شدت فعالیت، فراوانی وقوع و مسیر حرکت آنها (سطح زمین) در بین نواحی بارشی است.
فرزان (1377) در مقالهای با عنوان بررسی الگوی بارندگی روزانه در اقالیم مختلف فلات ایران به بررسی پراکندگی بارشهای 24 ساعته در شش ایستگاه نمونه پرداخته است.
لشگری (1375) با استفاده از بارش های روزانه 27 ایستگاه هواشناسی طی یک دوره هفده ساله بارش های شدید را شناسایی و سپس الگو های حاکم بر آنها را تحلیل نموده است. بر اساس نتایج تحقیق وقوع بارش های سنگین و سیل آسا در جنوب غرب ایران، نتیج? تقویت و تشدید فعالیت مرکز کم فشار سودانی و منطقه همگرایی دریای سرخ و تبدیل آن به سیستم دینامیکی و ترمودینامیکی است.
رادمنش و همکاران (1375) با هدف تعیین نسبت بین بارندگیهای فراتر از 24 ساعته به بارندگی های روزانه در مقاله ای به بررسی این نسبت ها برای احتمال های مختلف از 10 تا 90 درصد پرداختهاند. قنبرپور و تلوری در سال 1382 در پژوهشی با عنوان الگوی توزیع زمانی بارشهای رگباری در ایستگاههای سینوپتیک شمال ایران به مطالعه و

No category

دانلود تحقیق با موضوع دوره بازگشت، سلسله مراتب، زمان واکنش

1-1- ضرورت تحقیق
سیل در میان انواع مخاطرات طبیعی، خسارات زیادی را به جوامع انسانی، تاسیسات، مراکز صنعتی و اراضی کشاورزی وارد میکند. سالانه سیل در دنیا به طور میانگین جان 26000 نفر انسان را میگیرد و بر زندگی 75 میلیون دیگر تاثیر اقتصادی بسیار بدی میگذارد (Quarda et al., 1993). خسارات ناشی از سیل در چند دهه اخیر به گونه فزاینده افزایش یافته است که این نشان دهنده افزایش فراوانی و شدت سیل میباشد (Smith, 2001). برآورد دقیق مقدار و دوره بازگشت سیلاب در طراحی سازههایی مانند سدها، سرریزها، جادهها، پلهای راه آهن، آبگذرها، سیستمهای زهکشی سطحی، پهنهبندی دشتهای سیلابی، ارزیابی اقتصادی طرحهای کنترل سیلاب و غیره کاربرد دارد. برآوردهای کم زیانهای مالی و جانی و برآوردهای بیش از اندازه افزایش هزینهها را به دنبال دارد (Kumar et al., 2003).
با توجه به تغییرات مکانی و زمانی بارش و همچنین پتانسیل سیلخیزی در استان سیستان و بلوچستان، اطلاع از احتمال وقوع و یا دوره بازگشت سیلابها و اطلاع از محدوده گسترش سیل‌ها میتواند برنامهریزان و متخصصان کشور را در زمینه راهکارهای کنترل این پدیده مخرب یاری نماید. علاوه بر این احداث سازههای مختلف و توسعه شهرها و روستاها بر اساس پیشبینی سیل و اطلاع از بزرگی و محدوده گسترش آن، تا حدود زیادی میتواند خطر سیل را کاهش دهد (Rao and Hamed, 1997).
تحلیل فراوانی منطقهای حداکثر بارش های روزانه در طراحی و اجرای سازههای کنترل آب از قبیل کالورت، پلها ، نقشه کاربری اراضی، بیمه سیل، حفاظت از مناطق مسکونی، ارزیابی اقتصادی پروژههای منابع آب استفاده میشود (Rao and Srinivas, 2005).
نسبت بارش یک روزه به بارش سالانه، معیاری برای شناسایی شدت بارش های روزانه است. بالا بودن این نسبت بیانگر آن است که احتمال دارد تمام و یا بیشتر بارش سالانه در مدت فقط چند روز اتفاق افتد. به عبارت دیگر، بالا بودن این نسبت، نشان می دهد که بیشتر بارندگی ها اکثراً شدید و رگباری هستند و بر عکس پایین بودن این نسبت حاکی از وقوع بارندگی های ملایم و فراوانی بیشتر روزهای بارانی است (جهانبخش و ذوالفقاری،1379).
یکی از مهمترین مطالعات پروژههای منابع آب از قبیل طرحهای توسعه منابع آب، کنترل سیلاب، ساماندهی رودخانه، آبخیزداری، حفاظت خاک و به ویژه طرحهای سدسازی برآورد سیلاب طراحی است. تبدیل بارندگی به رواناب در خروجی حوضه اثر ترکیبی خیلی از فرایندهای هیدرولوژی است که در یک محدوده وسیعی از مقیاسهای زمانی و مکانی اتفاق میافتد. در کاربرد مدلهای بارندگی- رواناب به منظور پیشبینی ابعاد سیلاب طراحی و برای کاربرد در مسائل مختلف مهندسی، هایتوگراف بارندگی از اهمیت فوقالعادهای برخوردار است. گام نخست در برآورد سیلاب طراحی، انتخاب باران طرح است (Viessman, 1996).
دادههای بارندگی، ورودی اصلی حوضه در سیکل هیدرولوژی هستند و باران پدیدهای است که طبیعتی ناپیوسته در زمان و مکان دارد. باران طرح که مولد سیلاب طرح است باید حائز ویژگی هایی از قبیل تداوم کل، مقدار کل، توزیع مکانی و توزیع زمانی باران باشد. مقدار کل باران طراحی بر اساس درجه ایمنی مورد نیاز پروژه تعیین میشود و معمولاً از طریق منحنیهای شدت- مدت – فراوانی برای یک دوره بازگشت خاص و طول بارش معین برآورد می شود (وزیری، 1376).
تداوم کل بارش به ویژگیهای فیزیوگرافی حوضه به ویژه زمان واکنش سیستم به بارندگی بستگی دارد. به فاصله بین شروع و پایان بارندگی تدوام بارندگی گفته میشود. باتوجه به اینکه این دوام کمتر از 6 ساعت، بین 6 تا 24 ساعت و بیشتر از 24 ساعت باشد آن بارندگی را به ترتیب کوتاه مدت، میان مدت و دراز مدت مینامند. برای حوضههای شهری و کوچک بارندگی با تدوام کوتاه مدت مناسب است درحالی که در حوضههای بزرگ و کوهستانی بارندگی با تدوام بیشتر مناسب است (علیزاده، 1382).
یکی از ویژگیهای باران طرح نحوه توزیع مقدار باران در طول مدت بارندگی است که به آن توزیع زمانی یا الگوی زمانی باران طراحی گفته میشود. تغییرات شدت بارندگی در طول یک واقعه بارندگی بخصوص در حوضههای بزرگ نقش موثری بر روی هیدروگراف سیل داشته و تاثیر مستقیمی بر حجم و دبی اوج سیلاب میگذارد (مرید و همکاران، 1376).
این موضوع به دلیل کمبود اطلاعات از توزیع زمانی و مکانی بارندگی کمتر مورد توجه قرار میگیرد و بر این اساس در شبیهسازی هیدروگراف سیلاب خطای قابل توجهی حاصل میشود.
1-2- تعریف مساله و بیان سؤالهای اصلی تحقیق
ایران کشوری وسیع و پهناور با تنوع اقلیمی زیاد است و به علت اختلاف عرض جغرافیایی نسبتاً زیاد بین شمال تا جنوب کشور، توپوگرافی متعارض و ناهمگون و همچنین سیستم های جوی متعددی که بر آب و هوای ایران تأثیر می گذارند، نسبت حداکثر بارشهای روزانه به بارش سالانه در گستره ایران متفاوت است. با مقایسه این نسبت میتوان توزیع زمانی و مکانی بارندگی را در مناطق مختلف کشور مشخص و رژیمهای حاکم بر نواحی مختلف را تعیین نمود.
متوسط بارندگی سالانه ایران 250 میلیمتر محاسبه شده است که کمتر از یک سوم متوسط بارش جهانی است. بر اساس نتایج بسیاری از طبقه بندیهای آب و هوایی، این سرزمین دارای آب و هوای خشک و نیمه خشک است. پایین بودن میزان ریزشهای جوی، تغییر پذیری بالا، نوسانات شدید بارندگی از سالی به سال دیگر، از ویژگیهای بارز آب وهوایی ایران به شمار میرود. علاوه بر ویژگیهای فوق، توزیع فضایی بارش در این سرزمین نیز همگون نبوده و از غرب به شرق و از شمال به جنوب از میزان آن کاسته میشود (ذوالفقاری، 1379). ویژگی عمده بارندگی در ایران آن است که بارش سالیانه در سطح کشور هم از نظر مکانی و هم از نظر زمانی اختلاف فاحشی را نشان میدهد. در حالی که میزان بارش در سواحل خزر، زاگرس و البرز به ترتیب حدود 1560 میلیمتر، 930 میلیمتر، 530 میلیمتر است، در مناطق مرکزی به 62 میلی متر میرسد که علاوه بر توزیع ناهمگن مکانی، نوسانات شدید زمانی نیز در آن به چشم میخورد. به گونه ای که ضریب تغییرات بارندگی درتعداد زیادی از ایستگاه ها به بیش از 40 درصد میرسد .این توزیع زمانی و مکانی بارش در ایران متأثر از توزیع سیستم های گردش جهانی است که کمترین تغییر در الگوی آن، ناهنجاریهای شدید آب و هوایی را به دنبال می آورد. بنابراین، ناهنجاریهای مکانی و زمانی بارش و تغییرات شدید در شدت بارش و تفاوت در نوع بارش، از عمدهترین ویژگی های بارش های ایران می باشد (بابایی و فرج زاده، 1380).
شدت بارندگی معمولا در فواصل زمانی 6، 12، 18، 24 و 48 ساعته بررسی میشود که در این پژوهش به دلیل در دسترس بودن دادههای مربوط به شدت بارندگی 24 ساعته (روزانه) از این دادهها استفاده شده است. یکی از ویژگیهای باران طرح نحوه توزیع مقدار باران در طول مدت بارندگی است که به آن توزیع زمانی یا الگوی زمانی باران طراحی گفته میشود. تغییرات شدت بارندگی در طول یک واقعه بارندگی بخصوص در حوضههای بزرگ نقش موثری بر روی هیدروگراف سیل داشته و تاثیر مستقیمی بر حجم و دبی اوج سیلاب میگذارد (مرید و همکاران، 1376). این موضوع به دلیل کمبود اطلاعات از توزیع زمانی و مکانی بارندگی کمتر مورد توجه قرار میگیرد و بر این اساس در شبیهسازی هیدروگراف سیلاب خطای قابل توجهی حاصل میشود. هدف اولیه تحلیل فراوانی، برقراری رابطه بین بزرگی فراوانی وقوع آنها از طریق استفاده از توزیعهای آماری میباشد (Chow et al., 1988). دادههای مشاهده شده از یک دوره زمانی طولانی مربوط به یک سیستم رودخانه در تحلیل فراوانی تجزیه و تحلیل میشوند. در دسترس بودن دادهها یکی از جنبههای مهم تحلیل فراوانی است. برآورد احتمال وقوع سیلابهای حدی، در واقع یک برونیابی بر اساس دادههای محدود میباشد. بنابراین هر چه دادههای پایه بیشتر باشند، صحت برآورد از این طریق بیشتر خواهد شد. از نظر آماری برآورد حاصل از نمونههای کوچک میتواند منجر به پارامترهای نامعقول و غیر واقعی گردد (Rao and Hamed, 1997). در تحلیل فراوانی حداکثر شدت روزانه و سیلاب، باید رابطه واحدی بین بزرگی و دوره بازگشت مربوط به آن پیدا کرد. (Cunnane, 1989).
سوالات اصلی این تحقیق به ترتیب زیر بیان میشوند:
1- کدامیک از توزیعهای آماری را میتوان به حداکثر شدت بارش روزانه برمبنای آزمونهای نکویی برازش در استان سیستان و بلوچستان برازش داد؟
2- براساس آزمونهای نکویی برازش کدامیک از روشهای گشتاورها و حداکثر درستنمایی برای برآورد پارامترها بهتر است؟
در کل اهداف این پایان نامه نیز به شرح زیر می باشد:
1- تعیین توزیع آماری مناسب برای حداکثر شدت بارش روزانه در ایستگاه های مختلف سیستان و بلوچستان
2- منطقه بندی استان سیستان و بلوچستان براساس توزیع آماری حداکثر شدت بارش روزانه
کاربردهای این پایان نامه نیز شامل بررسی و مطالعه خصوصیات مهم بارندگی مانند شدت بارش در جنوب شرق کشور و بررسی توزیع آماری مناسب برای برازش داده های حداکثر شدت بارش روزانه در سطح استان سیستان و بلوچستان می باشد. همچنین جنبه جدید بودن و نوآوری طرح این پایان نامه در این است که در مورد توزیع های آماری حداکثر شدت بارندگی های 24 ساعته در استان سیستان و بلوچستان تاکنون تحقیق جامع و کاملی صورت نگرفته است.
2-1- مروری بر تحقیقات داخلی انجام شده در مورد تحلیل فراوانی حداکثر شدت بارش و سیلاب
استفاده از داده های بارش روزانه با هدف مطالعه ویژگی های بارش در نواحی مختلف در حال گسترش روزافزون است. تحقیقات متعددی از زوایای گوناگون در داخل و خارج از کشور پیرامون بارشهای روزانه و نسبت بارش های روزانه به بارش های بلند مدت انجام شده است که در زیر به تعدادی از این پژوهشها اشاره میگردد :
رستمی و همکاران (1388)، با استفاده از آمار 26 ایستگاه آبسنجی حوضه دز اقدام به تحلیل ایستگاهی و منطقهای سیلاب با روش گشتاورهای خطی کردند. برای تشخیص مناطق همگن از روش خوشهبندی سلسله مراتبی شامل الگوریتم Ward و آزمونهای گشتاورهای خطی استفاده شد. برای انتخاب بهترین توزیع آماری و رابطه احتمال تجربی در تحلیل ایستگاهی از روش و در تحلیل منطقهای از روش و نمودار نسبت گشتاورهای خطی استفاده شد. در تحلیل منطقهای توزیع مقادیر حدی تعمیم یافته برای مناطق 1 و 3 و توزیع لجستیک تعمیم یافته برای نیمه جنوبی استان مناسبترین توزیع آماری شناخته شد. در نهایت با استفاده از روش رگرسیون چند متغیره معادلهای منطقهای جهت استفاده در مناطق فاقد آمار بدست آمد.
کوهستانی و سلیمانی ساردو (1388) با استفاده از گشتاورهای خطی به بررسی فراوانی سریهای حداکثر سالانه دبی در حوضه لوت پرداختند. نتایج نشان داد که منطقه مورد مطالعه با استفاده از آزمون غیرهمگنی مبنی بر گشتاورهای خطی همگن تشخیص داده شد. جهت انتخاب بهترین توزیع در هر ایستگاه، از مجذور میانگین مربعات خطا، و همچنین جهت برآورد چندکهای توزیع از روش حداکثر درستنمایی و با استفاده از آزمون نکوئی برازش توزیع پیرسون نوع 3 به عنوان بهترین توزیع منطقهای شناخته شد. برای برآورد دبی با دوره بازگشت ها مختلف خصوصیات فیزیکی و اقلیمی حوضه بکار برده شد که در نهایت مساحت حوضه بعنوان اصلیترین پارامتر وارد مدل گردید. در ادامه معادلات رگرسیون خطی، لگاریتمی، توانی و نمایی مدل منطقهای با استفاده از معیارهای معیار ضریب همبستگی، خطای نسبی و خطای برآورد استاندارد (SEE)

No category

مقاله رایگان با موضوع پلی، پرایمر، سانتی

نسخه برداری یک الگوی DNA در چرخه های مکرر همانند سازی است و با استفاده از آن می توان به مقادیر زیادی DNA یکسان دسترسی پیدا کرد (میرمومنی و وطن دوست، 1384).
برای انجام PCR، DNA پلی مراز، نوکلئوتید تری فسفات ها و پرایمر لازم است (امتیازی، 1386).
4-4-2 آنزیم های PCR:
روش PCR با استفاده از آنزیم DNA پلی مراز پایدار در برابر حرارت (Taq پلی مراز) که از باکتری گرمادوست به نام Thermusaquaticus به دست آمده است و ماشین هایی که به طور اتوماتیک، حرارت ضروری برای هر چرخه را در PCR فراهم می سازند، تسهیل شده است. Taq پلی مراز، آنزیمی مناسب است، زیرا در چرخه های حرارت بالا (94 درجه سانتی گراد) فعال باقی می ماند و همچنین دمای اپتیمم عمل آن نیز 72 درجه سانتی گراد می باشد و می تواند فرآورده های عالی و کافی از DNA های کوتاه را فراهم کند. ضمناً با افزودن یک بار آنزیم Taq پلی مراز دیگر نیازی به اضافه کردن مجدد آن نمی باشد (نوروزی، 1383؛ امتیازی، 1386).
مزیت بسیار مهم دیگر Taq پلی مراز، افزایش حساسیت و دقت PCR می باشد. در دمای پایین (30 درجه سانتی گراد)، پرایمرها ممکن است به جایگاه هایی که توالی تا حدودی مشابه دارند نیز متصل شوند، زیرا در دمای پایین تعداد کمتری پیوند هیدروژنی برای اتصال پرایمرها لازم است. بنابراین پرایمرها با اتصال به نواحی نسبتاً مشابه باعث ایجاد اشتباه در مراحل PCR می شوند. ولی وقتی واکنش در دمای 72 درجه سانتی گراد انجام شود اتصال پرایمرها به نواحی غیر از ناحیه اصلی کاهش می یابد. به این ترتیب بعد از پایان PCR، رشته های DNA کاملا” مشابه و خالص به دست خواهند آمد (امتیازی، 1386).
5-4-2 پرایمرهای PCR:
اختصاصی بودن روش PCR، به استفاده از پرایمرهای الیگونوکلئوتید سنتزی بستگی دارد. پرایمرها، قطعات کوتاهی از زنجیر مفرد DNA (bp15 تا bp30) بوده که برای تولید یک مولکول دارای توالی خاص نوکلئوتیدی سنتز شده اند (نوروزی، 1383). از آن جایی که DNA دو رشته ای است، دو نوع پرایمر در PCR مورد نیاز است (امتیازی، 1386). دو پرایمر R53 و F54 معمولاً به کار می روند که هر کدام توالی های متفاوتی دارند. به طوری که توالی پرایمرها، مکمل توالی هایی هستند که در زنجیر DNA الگو قرار دارند (نوروزی، 1383). این دو پرایمر علاوه بر نقش اصلی خود در شروع سنتز DNA، در تعیین محل ژن تکثیر شونده و همچنین تعیین اندازه قطعات تکثیر شونده نقش دارند (میرمومنی و وطن دوست، 1384).
6-4-2 روش انجام PCR:
برای شروع PCR، DNA الگو، پرایمرها، نوکلئوتید تری فسفات ها و DNA پلی مراز در یک لوله با هم مخلوط می شوند. سپس لوله را گرم می کنند تا دو رشته DNA از هم جدا شوند. سپس لوله را سرد می کنند تا پرایمرها به نواحی مورد نظر متصل شوند و DNA پلی مراز شروع به همانند سازی از روی DNA نماید. بعد از مدت زمان لازم برای همانند سازی بار دیگر سیستم گرم می شود تا باز رشته ها از هم جدا شوند و دوباره سیستم سرد می شود تا بار دیگر پرایمرها به نواحی مکمل خود متصل شوند. چوون در مرحله قبل رشد DNA در ناحیه مورد نظر مضاعف شده بود، در این مرحله چهار رشته الگو برای همانند سازی وجود دارد و در نتیجه در پایان این مرحله، چهار نسخه از ژن مورد نظر حاصل می شود. بار دیگر سیستم گرم می شود و در این جا هشت نسخه به وجود می آید و در مرحله بعد 16 نسخه و به همین صورت به طور تصاعدی تعداد نسخه های ژن ها زیاد می شود. به طور کلی پس از n تکرار، ما در محلول، نسخه از ژن مورد نظر را خواهیم داشت (امتیازی، 1386).
برنامه حرارتی PCR به صورت زیر تنظیم می شود:
1. مرحله باز شدن زنجیره DAN55
2. مرحله اتصال پرایمرها به توالی هدف56 در 55 الی 62 درجه سانتی گراد
3. مرحله ساخت زنجیره مکمل 57 هدف در 72 درجه سانتی گراد
4. مرحله پایداری58 در 72 درجه سانتی گراد
5. مرحله پایانی در 4 درجه سانتی گراد (نوروزی، 1383).
7-4-2 کاربردهای PCR:
به طور کلی PCR به دو منظور اصلی به کار می رود:
1. تهیه نسخه های متعدد از یک ژن
2. بررسی حضور یا عدم حضور یک ژن خاص در یک قطعه DNA
کاربردهای دیگر شامل موارد زیر می باشد:
بررسی پیوستگی ژن ها، میزان جهش ها، تعیین فاصله بین ژن ها بر روی کروموزوم های انسان، تشخیص قبل از تولد بیماری های ژنتیکی، تعیین جنسیت جنین، بررسی عفونت های باکتریایی و ویروسی، تعیین سرطان ها، تعیین توالی های کروموزومی انسان در سلول های هیبریدی، تولید DNA نوترکیب و غیره (امتیازی، 1386).
8-4-2 مشکلات و موانع PCR:
1. اشتباه در همانند سازی در سیستم PCR قابل اصلاح نیست. به طوری که مثلا”Taq پلی مراز تقریبا در هر 10×2 نوکلئوتید، مرتکب یک اشتباه می شود. استفاده از تعداد بیشتر رشته های الگو و کاهش تعداد مراحل تکرار PCR، باعث کاهش اشتباهات در PCR می شود (میرمومنی و وطن دوست، 1384).
2. مشکل مهم دیگر آلودگی نمونه های مورد بررسی است. به دلیل حساسیت فوق العاده و قدرت تکثیر زیاد PCR، هر قطعه DNA خارجی که وارد محیط PCR شود، مورد تکثیر قرار گرفته و نتایج عجیب و دور از واقعیتی را به وجود خواهد آورد. گاهی نیز باقی مانده قطعات DNA حاصل از تکثیر DNA های قبلی باعث آلودگی PCR می شود که در این مورد، شستشوی زیاد و دقیق مشکل گشا است (امتیازی، 1386).
9-4-2 انواع مختلف PCR:
علاوه بر PCR معمولی، چندین روش اصلاح شده PCR وجود دارد که در این جا فقط به تعداد معدودی از آن ها اشاره می شود:
1. PCR چندتایی59: در این روش از چندین جفت پرایمر اختصاصی جهت اهداف های مختلف در یک واکنش PCR استفاده می شود. هدف از این روش:
– بخش های بزرگی از DNA هدف می تواند مورد بررسی قرار گیرد.
– بخش های غیر مربوط به هم در DNA هدف نیز می تواند مورد جستجو قرار گیرد.
– با پرایمرهای مختلف بر روی یک نمونه می توان به جستجوی عوامل مختلفی پرداخت و اطلاعات بیشتری به دست آورد.
2.RT-PCR60: چنان چه اسیدنوکلئیک هدف از نوع RNA باشد مانند برخی ویروس ها، می توان از RT-PCR استفاده کرد. در این روش ابتدا RNA با استفاده از آنزیم ترنس کریپتاز وارونه61 استخراج شده و cDNA تبدیل می شود. سپس cDNA ساخته شده در اثر یک تغییر ساده در شرایط بافری (با افزودن EGTA) با روش PCR تکثیر می یابد.
3. آرمز PCR62: روشی قدرتمند برای مشخص کردن جهش های نقطه ای است. در این روش از پرایمرهای نوع جهش یافته و نوع طبیعی در دو لوله جداگانه استفاده می شود.
4. نستد PCR63: در این روش از دو جفت پرایمر استفاده می شود که جفت دوم پرایمر در جفت اولی پرایمر جای دارد (نوروزی، 1383).

No category

مقاله رایگان با موضوع تحت درمان

و لکه های قرمز رنگی تحت عنوان تاش روزه45 آشکار می شوند. حساسیت و درد شکم وجود دارد و به تدریج اسهال جایگزین یبوست می شود. در صورتی که بیمار تحت درمان قرار نگیرد، عوارضی مثل سوراخ شدگی و خون ریزی شدید در روده ها، کله سیستیت و آبسه بروز می کند (رحیمی، 1386). بعد از هفته سوم، بیمار کاملاً ضعیف می شود و هنوز تب دارد اما اگر عارضه ای اتفاق نیفتد بهبودی تدریجی مشاهده خواهد شد (جاکلیک و همکاران، 2003). میزان سقط در زنانی که مخصوصاً در سه ماهه اول بارداری مبتلا می شوند، بالاتر از حد معمول می باشد. در کودکان انسفالوپاتی بیشتر جلب توجه می نماید و درصد مرگ و میر بالاتر است (همتی، 1370).
تب پاراتیفوئیدی46: فرم خفیف بیماری تب تیفوئیدی است که عامل آن سالمونلا پارتیفی C، B، A و سالمونلا تیفی موریوم است (حسنی طباطبائی و فیروزی، 1384؛ همتی، 1370).
گاستروانتریت47: مسمویت غذایی یا گاستروانتریت سالمونلایی، یک عفونت واقعی روده بزرگ است و معمول ترین شکل سالمونلوز می باشد و معمولا” 18 تا 24 ساعت بعد از خوردن جرم ها تظاهر می کند. این بیماری در شکل اسهال، تب و درد شکم مشخص می شود. یک بیماری خودبخود محدود شونده است که از دو تا پنج روز متغیر می باشد و در موارد شدید ممکن است برای چند هفته ادامه یابد (جاکلیک و همکاران، 2003؛ حسنی طباطبائی و فیروزی، 1384). تمامی سروتیپ های سالمونلا می توانند عامل این نوع از عفونت باشند (رحیمی، 1386).
سپتی سمی (باکتریمی) همراه با ضایعات کانونی: این عارضه غالباً در اثر سالمونلا کلراسویس ایجاد می شود اما هر سروتیپی از سالمونلا می تواند باعث ایجاد آن شود. به دنبال عفونت ایجاد شده از راه خوراکی، جرم ها در مراحل ابتدائی این بیماری به جریان خون تهاجم می کنند و احتمالا” ضایعات کانونی در ریه، استخوان، مننژ و غیره ایجاد می شود. اما در اغلب موارد تظاهرات روده ای وجود ندارد (جاوتس، 1997). عفونت های چرکی موضعی مثل استئومیلیت، اندوکاردیت یا تورم مفاصل به همراه کم خونی در بیش از 10 درصد بیماران اتفاق می افتد (حسنی طباطبائی و فیروزی، 1384).
در مبتلایان به شیستوزومیازیس48 نیز نوعی باکتریمی مزمن توصیف شده است. شیستوزوما49 باکتری را حمل می کند، بنابراین تا زمان درمان عفونت انگلی زمینه ای، بهبودی از باکتریمی امکان پذیر نخواهد شد (جاکلیک و همکاران، 2003).
4-3-2 تشخیص:
1. اسمیر مستقیم: تهیه اسمیر مستقیم ارزشی در تشخیص عفونت حصبه ندارد، اما در عفونت های گاستروانتریت مانند بقیه اسهال های باکتریال، گلبول های سفید و یا سلول های چرکی در آزمایش مستقیم مدفوع اسهالی دیده می شوند.
2. کشت خون: در موارد مشکوک به تب تیفوید بلافاصله از تجویز آنتی بیوتیک خون بیمار جهت انجام کشت گرفته می شود.
3. کشت مدفوع: در عفونت های گاستروانتریت و تب تیفوئید، مدفوع جهت کشت و تشخیص انتخاب می گردد.
4. کشت مایع مغز استخوان: در اوایل شیوع بیماری در صورتی که بیمار آنتی بیوتیک مصرف کرده باشد و کشت خون منفی گزارش شود، کشت نمونه مایع مغز استخوان در تشخیص تب تیفوئید کمک می کند (رحیمی، 1386).
5. تست آگلوتیناسیون سریع روی لام: این تست برای شناسایی مقدماتی و سریع نمونه کشت مفید است.
6. تست اگلوتیناسیون رقتی لوله ای (تست ویدال50): رقت های متوالی رسم ناشناخته در مقابل آنتی ژن های مربوط به نمونه های سالمونلا مورد آزمایش قرار می گیرند (جاوتس، 1997).
5-3-2 درمان:
در موارد ابتلا به گاستروانتریت، تجویز آنتی بیوتیک توصیه نمی شود چون مصرف آن دوره بیماری را کوتاه نکرده و مدت زمان ناقلی را افزایش می دهد. در این موارد، هدف از درمان، جایگزینی آب و الکترولیت ها خواهد بود (رحیمی، 1386).
در مبتلایان به تب تیفوئید، کلرامفنیکل آنتی بیوتیک استاندارد ضد میکروبی است ولی به دلیل امکان بروز آنمی آپلاستیک51 کمتر مورد استفاده قرار می گیرد. سایر داروهای مناسب شامل آمپی سیلین، آموکسی سیلین و تری متوپریم می باشد (حسنی طباطبائی و فیروزی، 1384). برداشتن کیسه صفرا ممکن است در بهبودی کامل ناقلین مزمن مفید باشد (جاکلیک و همکاران، 2003).
6-3-2 کنترل:
رعایت اصول بهداشتی در تهیه مواد غذایی، کنترل بهداشتی آب و فاضلاب و تشخیص و کنترل افراد حامل در کنترل بیماری نقش دارند (حسنی طباطبائی و فیروزی، 1384).
واکسن سالمونلا تیفی، حاوی سوسپانسیون باکتریال، باعث ایجاد مقاومت نسبی در تهاجم تعداد کمی از باسیل های تیفوئید می شود. واکسن های مربوط به سالمونلاهای دیگر، محافظت کمتری ایجاد می کنند و استفاده از آن ها توصیه نمی شود (جاوتس، 1997).
4-2 PCR
1-4-2 مروری بر ژنتیک مولکولی:
منطقه ای در داخل باکتری که مواد ژنتیک در آن قرار گرفته اند تحت عنوان نوکلئوتید1 خوانده
می شود. کرومورزوم باکتری به مواد هسته ای و یا ناحیه ای که مواد هسته ای و مواد ژنتیکی خارج کرومورزمی مثل پلاسمید را از هم مشخص می نماید اطلاق می شود.
محققین منطقه هسته ای اکولای و بسیاری دیگر از باکتری ها را جدا کرده اند که ساختار شیمیایی همه آن ها مشابه می باشد. هر یک از آنها متشکل از 80 درصد اسید داکسینوکلنیک (DNA) 10 درصد اسید ربیونوکلئیک (RNA) و 10 درصد پروتئین (اغلب RNA پلی مراز2) می باشند. در سال 1963 جان کایزنر3، تکنیک خاصی را برای جدا نمودن و منتشر کردن کروموزوماکولای ابداع کرد و امکان بررسی ساختار آن را در زیر میکروسکوپ الکترونی فراهم نمود. او نشان داد که کروموزوماکولایحلقوی بوده، عرضی معادل یک مولکول DNA دو رشته ای دارد و طول حلقه حدود یک میلی متر می باشد. از آنجایی که ط.لکروموزوم حدود 1000 برابر بزرگ تر از طول سلول می باشد، لذا سازمان یابی مولکولی کروموزومباکتریابی در داخل نوکلئوتید باید بسیار پیچیده باشد.
به منظور حل مشکل قرار گرفتن DNA اکولای بر اساس کارهای کایزنر، تحقیقات بیشتر نشان دادند که مولکول DNA کروموزوم باکتریایی بسیار پیچ خورده بود (بر روی خودش پیچ می خورد) و این پیچ خوردگی موجب قرار گرفتن مناسب DNA در داخل سلول می شود.
هنگام اشاره به DNA و در نهایت فرآورده های پروتئینی تولید شده از اطلاعات موجود در ژن ها به روندی اشاره می شود که معمولا تحت عنوان “جریان اطلاعات4 ” در سلول خوانده می شود. مولکول DNA حاوی اطلاعات لازم برای تولید پروتئین های مختلف می باشد.با این حال DNAنمی تواند به طور مستقیم برای تولید پروتئین ها به کار رود. به عنوان مثال DNA، الگویی را فراهم می سازد که توسط آنزیم RNA پلی مراز به RNA پیامبر5 (mRNA) رونوشت برداری می شود. RNA پیغامبر بعدا به پروتئین ترجمه می شود و توالی اسید های آمینه پروتئین توسط توالی نوکلئوتیدهایmRNA مشخص می گردد (کارتر و وایس، 2004).
2-4-2 ساختمان مولکول DNA :
اگر DNA خالص شده را تحت تاثیر هیدرولیز اسیدی قرار دهند، از آن سه ترکیب حاصل می گردد:
1. مخلوطی از بازهاینتیروژن دار.
2. قند 5 کربنی که همان 2- داکسی- O- ریبوز1 می باشد.
3. اسید فسفریک (تاج بخش، 1385).
بازهای آلی از عناصر کربن، هیدروژن، اکسیژن و ازت تشکیل شده اند. به دو دسته تقسیم می شوند:
پورین2 ها و پریمیدین3 ها.
پورین ها از دو حلقه آلی متصل به هم و پریمیدن ها از یک حلقه آلی تشکیل شده اند. (کربن ها و نتیروژن های پریمیدن از 1 تا 6 و کربن ها و نیتروژن های حلقه پورین از 1 تا 9 شماره گذاری می شوند).
آدنین4 و گوانین5 از بازهایپورینی، و سیتوزین6 و تیمین7 و اوراسیل8 جزء بازهایپریمیدینی هستند.
(سادات نوری و پارسا، 1385).
بازهایی که به قند داکسیربیوز متصل شده اند، داکسی ربیونوکلئوزید نامیده می شوند. داکسی ربیونوکلئوزید به نوبه با اتصال های فسفودی استری (یک فسفر در وسط و دو استر در اطراف) به هم ارتباط می یابند، به این ترتیب که اسید فسفر یک از طرف به کربن شماره 5 داکسیربیوز یک داکسیربیونوکلئوزید و از طرف دیگر به کربن شماره 3 شبکه دیگر متصل می شود و به طور منظم زنجیره های چند هزار تا چند میلیون نوکلئوتیدی تشکلیل می شوند (تاج بخش، 1385). (تصویر شماره 3).
به این ترتیب 2 زنجیر موازی مخالف ساخته می شوند که یکی با انتهای 5 شروع و به 3 ختم می شود و دیگری با انتهای 3 شروع و به 5 ختم می شود (انتهاهای آزاد) و به همدیگر می پیچید و مولکول کامل DNA تشکیل می گردد (تاج بخش، 1385).
در مورد اکثر مولکول های DNA که مورد بررسی قرار گرفته اند تعداد شبکه های گوانین در هر مورد مساوی تعداد شبکه های سیتوزین، تعداد شبکه های آدنین برابر تعداد شبکه های تیمین است. ساختمان فضایی و نیروی ترمودینامیک شبکه های T- A و C-G سبب می شود که بین آن ها اتصال هیدروژن تشکیل گردد (تاج بخش، 1385).
نگاره 1-2: بازهای نوکلئوتیدی (تاج بخش، 1385).
الف-آدنین- تیمین
ب- سیتوزین- گوانین
نگاره 2-2: اتصالات هیدروژنی بین بازهای آلی (تاج بخش، 1385).
سیتوزین و گوانین با هم 3 اتم هیدروژن، و آدنین و گوانین با هم 2 اتم هیدروژن به اشتراک می گذارد. به این ترتیب تشکیل اتصال هیدروژن تنها بین زوج های T- A و C-G امکان پذیر است.
بررسی های مربوط به DNA که توسط تابش اشعه X انجام شده نشان داده است که دو زنجیر داکسی ربیونوکلئوتید مکمل هم، هر یک به دیگری می پیچند و مارپیچ دو محوری را ایجاد می کنند. پیوند های هیدروژن متصل به بازها که به طور هم سطح قرار گرفته اند عمود بر مرکز مارپیچ می باشند و فاصله شان از یکدیگر 34/0 نانومتر است و در هر دو مارپیچ 10 زوج باز نوکلئوتیدی مستقر شده اند. دانه ها پشت سر هم مارپیچ به هم برابر نیستند، چنان که اندازه یکی 2/1 نانومتر و دیگری 2/2 نانومتر می باشند قطر مارپیچ 2/0 نانومتر است. از این مجموع کریک و واتسون نمودار مولکولی مارپیچی DNA را تهیه اند (تاج بخش، 1385). آنزیم DNA پلی مراز III ، وظیفه اصلی اصلاح DNA بر عهده زیر واحد می باشد. این زیرواحد خاصیت اگزونوکلئازی در جت 3 5 دارد و می تواند آخرین نوکلئوتید اضافه شده به زنجیره در حال ساخت DNA را از آن جدا نماید. هرگاه یک نوکلئوتید اشتباه به انتهای زنجیره در حال ساخت اضافه شود، چون باز اشتباه نمی تواند به خوبی با باز مقابل خود جفت شود، در نتیجه قطر مارپیچ در محل باز اشتباه بیشتر شده و این علامتی برای زیر واحد است تا نوکلئوتید اشتباه را خارج کند. پس از خارج شدن نوکلئوتید اشتباه، بار دیگر DNA پلی مراز III یک نوکلئوتید صحیح به جای آن قرار می دهد و همانند سازی ادامه می یابد (امتیازی، 1386).
3-4-2 PCR52:
روش PCR، تحول مهمی را در بیولوژی مولکولی پدید آورده است. با این روش می توان قطعات DNA از سلول های مختلف، زنجیره مفرد DNA یا مولکول های RNA و حتی DNA از یک سلول تنها را تکثیر نمود. اسیدهای نوکلئیک به عنوان الگو برای سنتز DNA عمل می کنند. این روش به ویژه در میکروبیلوژی تشخیصی، ویروس شناسی و پزشکی قانونی برای مشاهده و تکثیر قطعات مهم تشخیصی از مولکول DNA، مفید است. با این روش می توان موارد زیر را مورد بررسی قرار داد:
1. مشاهده توالی های خاصی از DNA پاتوژن های مختلف.
2. مشاهده تغییرات ژنتیکی.
3. غربالگری اختلالات ژنتیکی و غیره.
روش PCR بسیار حساس است. در این روش با استفاده از یک میکروگرم از کل ژنوم DNA می توان یک تا دو میلی گرم از DNA مورد نظر را ساخت. حتی اگر DNAمورد نظر درصد بسیار کمی از کل DNA بوده باشد (نوروزی، 1383).
مبنای PCR، استفاده از DNA پلی مراز برای

Add your widget here