FACULTAD DE INGENIERIA
ESCUELA PROFESIONAL DE INGENIERIA CIVIL
DEPARTAMENTO ACADEMICO DE METODOLOGIA DE INVESTIGACION
TITULO:
“MODELO PROBABILISTICO Y REGIONAL DE LAS DESCARGAS MAXIMAS INSTANTANEAS DEL RIO SANTA EN LA REGION ANCASH”
TESIS PARA OPTAR EL TITULO DE: INGENIERO CIVIL
AUTOR:
Abelardo Manrique Díaz Salas
HUARAZ, FEBRERO DEL 2011
FACULTAD DE INGENIERIA
ESCUELA PROFESIONAL DE INGENIERIA CIVIL DEPARTAMENTO ACADEMICO DE METODOLOGIA DE INVESTIGACION
2
TITULO:
“MODELO PROBABILISTICO Y REGIONAL DE LAS DESCARGAS MAXIMAS INSTANTANEAS DEL RIO SANTA EN LA REGION ANCASH”
Aprobado por:
_______________________ PRESIDENTE DE JURADO
Ingº Rafael Asunción Seminario Vásquez
______________________ MIEMBRO DE JURADO Ingº Gilberto Régulo Sánchez Gamarra
________________________ MIEMBRO DE JURADO Ingº Miguel Ángel Chang Heredia
Agradecimiento A la Universidad los Ángeles de Chimbote por darme la oportunidad de seguir la segunda profesionalización. A mis padres Pablo y Teodora.
4
Dedicatoria A nuestro Divino Creador. A mi esposa Flor y a mis hijos Abelardo y Pablo, a quienes le he sacrificado su tiempo.
6
INDICE
1.
INTRODUCCION
12
PLANTEAMIENTO DE LA INVESTIGACION
13
1.1. Planteamiento del problema
13
Problema
1.1.1
2.
13
1.2. Objetivos de la investigación
13
1.2.1 Objetivo general
13
1.2.2 Objetivos específicos
13
1.3. Justificación de la investigación
14
MARCO TEORICO
15
2.1. Antecedentes
15
2.1.1
Antecedentes internacionales
17
2.1.2
Antecedentes nacionales
17
2.1.3
Antecedentes regionales
18
2.2. Bases teóricas de la investigación
18
2.2.1
Descarga
19
2.2.2
Descargas máximas
19
2.2.3
Evaluación de las descargas máximas
19
2.2.4
Modelos probabilísticos usados frecuentemente en el estudio de las descargas máximas
19
a.i.1.a.i.
Distribución normal
20
a.i.1.a.ii.
Distribución log – normal
22
a.i.1.a.iii.
Distribución exponencial
24
a.i.1.a.iv.
Distribución Gamma
25
a.i.1.a.v.
Distribución Pearson Tipo III
28
Distribución Gumbel
30
a.i.1.a.vi.
2.2.5
Definición del modelo probabilístico adecuado en el estudio de las crecidas i.
33
i.1
35
Criterio de decisión
Tiempo de retorno
36
2.2.7
Relación entre el periodo de retorno y la probabilidad
39
2.2.8
Relación entre el periodo de retorno y función de distribución acumulada
39
Modelo regional para las descargas máximas instantáneas
40
METODOLOGIA
44
3.1
Tipo y nivel de investigación
3.2
Diseño de investigación
44
3.3
Población y Muestra
45
3.3.1 Población
45
3.3.2 Muestra
45
Definición y operacionalización de variables
45
3.4.1 Definición de variables
45
3.4
44
i.
Variables independientes
45
ii.
Variables dependientes
45
3.4.2 Operacionalización de variables
45
Técnicas e instrumentos
47
3.5.1 Técnicas
47
3.5.2 Instrumentos
47
3.6
Procedimiento de recolección de datos
48
3.7
Procesamiento de la información recopilada
48
3.7.1 Algoritmo de cálculos
48
3.7.2 Diagrama de flujo
49
Modelo regional de las descargas máximas instantáneas Anuales
49
3.5
3.8 8
Prueba de ajuste de chi – cuadrado
2.2.6
2.2.9 3.
32
3.8.1 Parámetros regionales de la ecuación o modelo de Fuller 4.
49
RESULTADOS
52
4.1
Descripción de la cuenca del río Santa
52
4.2
Información recopilada
52
4.3
Modelo probabilístico adecuado
57
4.3.1 Modelo regional para las descargas máximas
58
i.
Estimación de parámetros del modelo de Fuller
56
5.
DISCUSION
61
6.
CONCLUSIONES Y RECOMENDACIONES
62
7.
6.1
Conclusiones
6.2
Recomendaciones
62 62
REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS
63
ANEXOS
64
INDICE DE CUADROS
N°
DESCRIPCION
2.1
NUMERO DE PARÁMETROS DE LOS MODELOS (h)
2.2
RESUMEN DE FÓRMULAS EMPÍRICAS PARA LA ESTIMACIÓN DE AVENIDAS
PAG. 36
MÁXIMAS
42
3.1
DISEÑO DE INVESTIGACION
44
3.2
DISPONIBILIDAD DE INFORMACION HIDROMETRICA EN LA CUENCA DEL RIO SANTA
46
3.3
OPERACIONALIZACIÓN DE VARIABLES
47
4.1
ESTADO ACTUAL DE LAS ESTACIONES HIDROMETRICAS DE LA CUENCA DEL RIO SANTA
4.2
DESCARGAS MAXIMMAS INSTANTANEAS ANUALES DE LA CUENCA DEL RIO SANTA
4.3
55
56
AREA DE LAS CUENCAS Y EL PROMEDIO DE LAS DESCARGAS MAXIMAS INSTANTANEAS ANUALES DE LA CUENCA DEL RIO SANTA
57
4.4
RESULTADOS DE LA PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHI-CUADRADO
57
4.5
CAUDALES PROMEDIOS DE LAS MAXIMAS INTANTANTANEAS OBSERVADOS
10
Y ESTIMADAS
58
INDICE DE FIGURAS
N° 3.1
DESCRIPCION ALGORITMO PARA OBTENER EL MODELO REGIONAL DE LAS DESCARGAS MAXIMAS INSTANTANEAS ANUALES-MODELO DE FULLER
4.1
PAG.
50
CAUDALES PROMEDIOS DE LAS MAXIMAS INSTANEAS ANUALES OBSERVADOS Y ESTIMADOS
59
4.2
CAUDALES MAXIMOS INSTATANEOS ANUALES OBSERVADOS Y ESTIMADOS PARA DIFERENTES PERIODOS DE RETORNO
12
59
INDICE DE PLANOS N°
DESCRIPCION
4.1
CUENCA DEL RIO SANTA
4.2
RED DE ESTACIONES HIDROMETEOROLÓGICAS DE LA CUENCA DEL RÍO SANTA
PAG. 53
54
INDICE DE ANEX0S N°
DESCRIPCION
A1
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHICUADRADO APLICADO AL MODELO NORMAL
A2
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHICUADRADO APLICADO MODELO LOG-NORMAL
A3
65
69
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHICUADRADO APLICADO AL MODELO EXPONENCIAL
73
A4
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHICUADRADO APLICADO AL MODELO GAMMA
77
A5
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHICUADRADO APLICADO AL MODELO PEARSON III
14
81
A6
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHICUADRADO APLICADO AL MODELO GUMBEL
86
INTRODUCCION Para el diseño de las obras hidráulicas es necesario conocer el caudal de diseño. Existen varios métodos para estimar el caudal de diseño como los métodos probabilísticos, métodos hidrológicos, métodos empíricos etc., En el presente trabajo se ha determinado un modelo regional usando métodos probabilísticos y empíricos. Mediante este modelo regional se puede estimar el caudal de diseño conociendo el área de la cuenca y para un periodo de retorno. Por las consideraciones indicadas el caudal de diseño en la cuenca del río Santa se pude estimar en cualquier punto, mediante el modelo regional modificado de Fuller. El modelo probabilístico adecuado para interpretar el comportamiento de las descargas máximas instantáneas anuales es el modelo de Gumbel, lo cual se ha definido mediante la prueba de ajuste de Chi-cuadaro. Para obtener el modelo regional se ha trabajado con las descargas máximas instantáneas anuales proyectadas según la Ley de Guimbel y el promedio de las descargas máximas instantáneas anuales proyectadas con la ecuación regional, que es una ecuación en función del área de la cuenca. En el presente trabajo se establece una metodología que permite hallar modelos empíricos para estimar el caudal de diseño. En el capítulo 2 se presenta el marco teórico relacionadas a la descargas máximas instantáneas anuales, trabajos anteriores relacionadas al modelamiento, se describe los principales modelos probabilísticos usados en la hidrología. En el capítulo 3 se desarrolla la metodología para la obtención del modelo regional de las descargas máximas. Luego en el capítulo 4 se presenta los resultados y la aplicación del estudio en la cuenca del río Santa. En el capítulo 5 se discuten los resultados. Finalmente en el capítulo 6 se presentan las conclusiones y recomendaciones.
16
1.
1.1.
PLANTEAMIENTO DE LA INVESTIGACION
Planteamiento del problema Para diseñar diferentes tipos de estructuras hidráulicas, es necesario conocer las descargas máximas instantáneas para diferentes periodos de retorno en un punto de un río o de una cuenca, donde no existen estaciones de aforo. Para estimar la descarga máxima instantánea en puntos no aforados de un río o quebrada es necesario tener modelos regionales de descargas máximas. En el presente trabajo de investigación se buscará el modelo o modelos probabilísticos adecuados para los registros de las estaciones hidrográficas de la cuenca del río Santa. Luego se buscará modelos regionales que relacionen los parámetros físicos de la cuenca y periodo de retorno con las descargas máximas instantáneas. Utilizando el modelo o modelos regionales se puede estimar las descargas máximas instantáneas en cualquier punto de la cuenca. 1.1.1 Problema ¿En qué medida el modelo regional o modelos regionales de las descargas máximas instantáneas permitirán estimar las descargas máximas en cualquier punto de la cuenca?
1.2. Objetivos de la Investigación 1.2.1. Objetivo general
Buscar el modelo regional adecuado para estimar las descargas máximas instantáneas en la cuenca del río Santa. 1.2.2. Objetivos específicos
•
Determinar el modelo o los modelos probabilísticos adecuados para las descargas máximas instantáneas en la cuenca del río Santa.
•
Determinar el modelo regional de las descargas máximas promedios en función del área de la cuenca.
•
Determinar la descarga máxima instantánea anual en un punto de la cuenca del río Santa, para un determinado periodo de retorno con lo cual se podrá diseñar infraestructuras hidráulicas que no fallen ante estos eventos como: puentes, obras de defensa rivereña, presas para regular las avenidas, bocatomas, cunetas de las carreteras, alcantarillado pluvial, vertederos de excedencias, etc.
1.3. Justificación de la investigación
Las estructuras hidráulicas como puentes, bocatomas, vertedero de demasías, etc. deben ser diseñadas para no fallar ante el suceso de las descargas máximas instantáneas. Para estimar la ocurrencia de estos eventos es necesario contar con un modelo regional que explique el comportamiento espacial y temporal. Con la realización de este trabajo de investigación se formulará un modelo regional que relacione las descargas máximas instantáneas con uno o varios parámetros físicos de la cuenca y el tiempo de retorno.
18
2.
MARCO TEORICO
2.1. Antecedentes
2.1.1
Antecedentes internacionales El caudal de diseño puede ser estimado empleando diversos métodos que como son 1: • Métodos probabilísticos: Distribución Gumbel, distribución Pearson Tipo III, distribución exponencial, distribución gamma y distribución log-normal. • Métodos Hidrológicos: método racional, método del hidrograma unitario y método del hidrograma unitario sintético. • Métodos empíricos: fórmula de Creager, fórmula de Iskowski, fórmula de Possenti, fórmula de Turazza, fórmula de Mac-Math y la fórmula de Heras. • Método de área - pendiente. En el libro de Diseño Hidráulico para determinar las crecientes
2
indica que hay diferentes métodos usando fórmulas empíricas como:
fórmula racional, fórmula de Myers, fórmula de Creager, fórmula de Fuller, fórmula de Sokolvske, y la fórmula de INERHI,
1 Instituto Tecnológico de Costa Rica. Departamento de Ingeniería Agrícola. 1980.
2 Crochín, Sviatoslav. 1983. Diseño Hidráulico, págs.365-367.
Estudios hidrológicos, págs. 179-276.
En el libro Hidrología en la Ingeniería
: recomienda diferentes
3
métodos para la estimación de crecientes como son: • Método de pronósticos de crecientes: Hidrograma unitario, fórmula
racional. • Pronóstico mediante el uso de fórmulas empíricas: fórmula de
Barkli-Zigler, fórmula de Kresnick, fórmula de Creager, y la fórmula de Baird y Mclllwrsith. • Métodos de distribución de caudales máximos (distribución normal,
distribución log.-normal, distribución Gumbel, distribución Pearson Tipo III, distribución Log-Pearson tipo III.) • Método
de
Fuller.
(modelo
que
permite
regionalizar
el
comportamiento de las descargas máximas). El Colegio de Ingenieros de Caminos, Canales y Puertos de España en el año 1997 en la publicación de Guías Técnicas de Seguridad de Presas en la guía N°4 presenta el estudio de Avenida del Proyecto.4 donde recomienda los métodos de estimación y cálculo de avenidas, basado en la aplicación del Reglamento Técnico Sobre Seguridad de Presas y Embalses. En esta publicación se indica que existen dos métodos de estimación de avenidas: los de tipo determinístico y los del tipo probabilístico. En los del tipo determinístico se calculan en forma unívoca los caudales de la máxima avenida en base a los datos hidrometeorológicos y entre ellos destaca el método de la “Avenida Máxima Probable”. En los métodos de tipo probabilístico se realiza en base a datos disponibles (lluvias y/o 3 Monsalve Sáenz, G. 1995. Hidrología en la Ingeniería. Santa Fé de Bogotá, págs. 225-239.
4 Colegio de Ingenieros de Caminos, Canales y Puertos. 1997. Avenida de Proyecto. Madrid, págs. 138 p.
20
caudales). Se ajustan diversas leyes extremas para determinar por extrapolación estadística los caudales punta y los hidrogramas de avenidas para diferentes periodos de retorno. Finalmente recomienda el uso de métodos probabilísticos para calcular las avenidas del proyecto en el estudio de presas y embalses. Los modelos probabilísticos recomendadas para la estimación de avenidas son: modelo de Gumbel, modelo de valor extremo tipo II, modelo log Gumbel, modelo Gamma, modelo exponencial, modelo log normal de 2 parámetros, modelo de valor extremo general, modelo de Pearson tipo III, modelo de Weibull, modelo log normal de 3 parámetros, modelo loglogística, modelo logística generalizada, modelo log Pearson tipo III y modelo de Wakeby. En el libro de Hidrología 5, presenta métodos para el cálculo de caudal máximo como son: • Método directo: aplicación de la fórmula de Manning. • Métodos empíricos: método racional, método de Mac Math • Método de número de curva. • Métodos estadísticos: método de Gumbel, método de Nash, método
de Lebediev. 2.1.2 Antecedentes nacionales En el estudio de la Hidrología del Perú. 6 . Trata de la evaluación de los caudales máximos y de las escorrentías que pueden ocurrir en una sección genérica para eventos de máxima intensidad con una determinada probabilidad. Para el caso de la cuenca del río Santa no se
5 Villón Béjar,M. 2002. Hidrología. Lima,PE, págs. 241-304..
6 Servicio Nacional de Meteorologia e hidrologia, Instituto Italo – Latinoamericano y la Universidad Nacional de Ingenieria.1982 Estudio de la Hidrología del Perú. Lima, PE. Volumen III, págs..111.
detallan los resultados ni modelos que permitan estimar las descargas máximas. Publidrat 7publicó el tema: Análisis de Máximas Avenidas, donde indica que podrían usarse tres tipos de métodos para la determinación de la descarga del proyecto de una obra, como son: •
Métodos estadísticos: distribución log- normal, distribución Gumbel, distribución log Gumbel, distribución Pearson III, distribución logPearson III, método de Foster y el método de Fuller.
•
Uso de factores de frecuencia en el análisis de máximas avenidas.
•
Métodos hidrometeorológicos: método racional, hidrograma unitario sintético, hidrograma unitario SCS.
•
Otros métodos, en este caso recomienda el uso de fórmulas empíricas como: fórmula de Isakowski, Fómula de Barkli – Ziegler, fórmula de George Ribeiro y la fórmula de Francisco Aguilar.
2.1.3
Antecedentes regionales En el Estudio Integral Para el Aprovechamiento de la Cuenca del Río Santa presenta los datos procesados de las descargas máximas instantáneas en las diferentes estaciones hidrográficas de la cuenca del río Santa 8. En el presente trabajo la estimación de los caudales máximos se ejecutará utilizando los métodos probabilísticos y empíricos.
7 Mejía Marcacuzco, JA. 1999. Análisis de Máximas Avenidas. Universidad Nacional Agraria La Molina. Publidrat. Lima, PE. S.e. 28 p.
8 Electroperú - Hidroservice. 1985. Estudio Integral 61-76.
22
para el Aprovechamiento de la cuenca del río Santa. Lima, PE, Se. anexo G, págs.
2.2. Bases teóricas de la investigación 2.2.1. Descarga La descarga o caudal, es el volumen de escorrentía superficial por unidad de tiempo, Q=V/t, es la principal variable que caracteriza la escorrentía superficial. Se expresa en o l/s.9 Las descargas son evaluadas usando diferentes métodos de aforo, con los datos de aforo se obtienen las curvas de descargas los que a su vez son utilizados para estimar las descargas para diferentes niveles de agua que ha ocupado a través del tiempo en una determinada sección hidrométrica, éstos datos al ser ploteados en coordenadas cartesianas se denominan como hidrogramas. Un río presenta un régimen de descarga que puede expresarse de diferentes formas, pudiéndose obtener los siguientes datos representativos: máximas instantáneas,
mínimas
instantáneas,
promedio
de mínimas,
promedio de máximas, descarga promedio diario, descarga mensual promedio, módulo anual, descarga mensual del año promedio, caudal específico, etc. En el presente estudio se evaluará las descargas máximas instantáneas anuales, para la cual el año es considerado como el año hidrológico comprendido del 1° de Setiembre hasta el 31 de Agosto del año calendario siguiente. Para la obtención de las descargas máximas instantáneas anuales es necesario contar con los datos limnigráficos.
2.2.2. Descargas máximas Es el caudal de valor alto de un río en comparación a las descargas habitualmente observadas. Estos caudales son causantes de daños a las 9 Monsalve Sáenz, G. 1995. Hidrología en la Ingeniería. Santa Fé de Bogotá, pág. 179
obras y propiedades. Para prevenir estos daños es que se hace necesario una evaluación cuantitativa de las crecidas. Por eso es importante diseñar obras hidráulicas que permitan el paso de las crecientes sin sufrir daño10.
2.2.3. Evaluación de las descargas máximas
Existen varios métodos para estimar las crecidas o las descargas máximas; como son: métodos probabilísticos, métodos hidrológicos, métodos empíricos, método de área-pendiente etc. El método a emplear básicamente depende de los datos que se tienen a disposición del proyectista. En el presente trabajo se va estudiar el comportamiento de los caudales máximos instantáneas de la cuenca del río Santa mediante métodos probabilísticos, luego se busca los modelos regionales en función de los parámetros físicos de la cuenca. En algunas aplicaciones prácticas de la Ingeniería Hidráulica es necesario conocer el comportamiento espacial y temporal de los caudales de avenida (Diseño de vertedero de la represa), en estos casos son empleados los métodos de tránsito de avenidas. En otros casos la Ingeniería Hidráulica sólo necesita conocer el comportamiento temporal de las crecidas anuales, es decir es necesario conocer valores de las descargas máximas instantáneas anuales. Con los datos de crecidas anuales se determinan el caudal de avenida extraordinaria, también llamado como caudal de diseño.
2.2.4. Modelos probabilísticos usados frecuentemente en el estudio de
las de descargas máximas. Los
modelos
probabilísticos
consideran
a
las
descargas
máximas
instantáneas anuales, como variables aleatorias independientes en el tiempo, es decir no se toma en cuenta la secuencia en el tiempo (serie histórica).
10 Crochín, Sviatoslav. 1983. Diseño Hidráulico, pág.363.
24
En los métodos estadísticos o probabilísticos se considera que el caudal es una variable aleatoria que está sujeta al análisis frecuencial y que por lo tanto puede ser estudiada mediante diversas leyes estadísticas de fenómenos extremos11. Al utilizar los modelos probabilísticos primero se busca el modelo probabilístico adecuado para los datos de los caudales máximos instantáneos. En este caso el análisis se hace en cada estación, la prueba estadística usada para probar la bondad de ajuste es la prueba de Chi-cuadrado. Para estimar los valores de los caudales estimados para una determinada probabilidad es necesario estimar los parámetros de los modelos probabilísticos.
En el libro de Hidrología aplicada12. Indica una serie de modelos probabilísticos o de distribuciones de probabilidad comúnmente utilizados para variables hidrológicas, como son: distribución normal, distribución lognormal, distribución exponencial, distribución gamma, distribución Pearson tipo III, distribución log Pearson tipo III y distribución de valor extremo tipo I. Las leyes de probabilidad para explicar el comportamiento temporal de caudales máximos son: distribución normal, distribución log normal, distribución Gumbel, distribución log – Gumbel, distrución Pearson tipo III y distribución log – Pearson tipo III
i.
.
13
Distribución normal
11 Colegio de Ingenieros de Caminos, Canales y Puertos. 1997. Avenida de Proyecto. Madrid, pág. 33.
12 Ven, TC; et al. 1994. Hidrología Aplicada. Santa Fé de Bogotá, págs. 382-384
13 Monsalve Sáenz, G. 1995. Hidrología en la Ingeniería. Santa Fé de Bogotá, págs. 119-127.
La función densidad de la distribución está dada por la siguiente ecuación: 1 x−µ 2 σ
− 1 e 2 2π σ
f ( x) =
−∞ < x < ∞
(2.1)
Donde:
f ( x ) = función densidad de probabilidad x = variable aleatoria desviación estándar de la población media poblacional En la ecuación (2.1) µ y σ son parámetros de la distribución normal, los cuales se estiman mediante el método de momentos o de máxima verosimilitud y son iguales al promedio y desviación estándar de la muestra (datos). Se estiman mediante las siguientes ecuaciones14 :
x = E( x) = µ
(2.2)
s = E( x − µ ) = σ
(2.3)
2
Donde:
x = promedio aritmético de la muestra s = desviación estándar de la muestra La función acumulada de la distribución normal está dada por la siguiente ecuación:
F ( x) = ∫
x
−∞
f ( x )dx
14 Ven, TC; et al. 1994. Hidrología Aplicada. Santa Fé de Bogotá, págs. 383-384
26
(2.4)
Las ecuaciones (2.1) y (2.4) se simplifican definiendo una nueva variable aleatoria llamada z (variable normal estándar) que se expresa mediante la siguiente ecuación:
x−µ σ
(2.5)
dx = σdz
(2.6)
z=
La variable z, tiene media cero
(σ
( µ = 0) ,
y la desviación estándar uno
= 1) . Reemplazando la ecuación (2.5) en (2.1) se obtiene, la función
de densidad de la variable normal estándar. 1
1 −2 z2 e 2π
f ( z) =
(2.7)
La función de distribución acumulada de la variable normal estándar se expresa mediante la siguiente ecuación:
F ( z) = ∫
z
−∞
f ( z )dz
(2.8)
La ecuación (2.8) como la ecuación (2.4) no es integrable analíticamente. Los valores de la ecuación (2.8) se obtienen de tablas de distribución normal estándar, o se pueden obtener mediante las técnicas de métodos numéricos (integración numérica), o se pueden aproximar mediante el polinomio de Abramowitz y Stugen, dada por la siguiente ecuación15: B=
[
1 2 3 4 1 + 0.196854z + 0.115194z + 0.000344z + 0.019527z 2
Donde:
z =
valor absoluto de z
15 Ven, TC; et al. 1994. Hidrología Aplicada. Santa Fé de Bogotá, pág. 365
]
−4
(2.9)
F ( z ) = B para z < 0
(2.10)
F( z) = 1− B
(2.11)
Los valores de
para z ≥ 0
según el modelo probabilístico normal se obtiene
reemplazando el valor de z obtenido mediante la ecuación (2.10) o (2.11) en la ecuación (2.5), dada por la siguiente expresión: (2.12) Donde: valor ajustado a la distribución normal
x = promedio de la muestra
σx =
ii.
desviación estándar de la muestra
Distribución log – normal Las variables físicas de interés en hidrología (precipitación, evaporación y otras) son generalmente positivas, por lo cual es usual que presenten distribuciones de frecuencias asimétricas. Por ello, algunos investigadores han propuesto aplicar una transformación logarítmica a la variable de interés y luego utilizar el modelo de distribución normal para la variable transformada. La distribución así obtenida se denomina logarítmiconormal16. Si X es una variable aleatoria, con funciones de densidad de probabilidad asimétricas y si se define una nueva variable como Y = LnX , que presenta una distribución normal (simétrica) con media
16 Varas C, E, et al. Hidrología Probabilística. CL. Universidad Católica de Chile. Pág.39.
28
2 y y variancia σ y ,
entonces se afirma que la variable X tiene una distribución logarítmiconormal. Las ecuaciones de esta distribución son:
Y = LnX
(2.13)
La función de densidad de y es:
1 e 2π σ y
f ( y) =
1 y−µ y − 2 σ y
2
0< y<∞ (2.14)
Donde:
µ y = Lnx
(2.15)
σ y = σ Lnx
(2.16)
La función de densidad de x es:
f ( x) =
1 e x 2π σ y
1 y−µ y − 2 σ y
2
0
La función distribución acumulada está dada por la siguiente ecuación:
F ( y) =
∫
x
Ln ( x ) > 0
f ( y )dy
(2.18)
La ecuación (2.17) analíticamente no es integrable. Las ecuaciones (2.17) y (2.18) se simplifican definiendo una variable llamada z (variable normal estándar) expresada mediante la siguiente ecuación
z=
y − µy
σy
dy = σ y dz
(2.19) (2.20)
Esta variable como se ha indicado anteriormente tiene media cero y la desviación estándar uno. Reemplazando la ecuación (2.19) y (2.20) y las
propiedades de z → ( 0,1) en la ecuación (2.18) se obtiene la siguiente ecuación:
F ( z) =
1 2π
z
∫e −∞
−z2 2
dz (2.21)
La ecuación (2.21) es igual a la ecuación (2.8). Los valores de según la distribución normal se obtiene de la ecuación (2.19): (2.22) donde: valor ajustado a la distribución normal
y = promedio de los logaritmos (logaritmos de x) de la muestra σy =
desviación estándar de los logaritmos (logaritmos de x) de la muestra
Los valores de según el modelo probabilístico es obtenida a partir de la ecuación (2.13). (2.23) Donde: valor de la variable aleatoria ajustada a la distribución logarítmico normal.
iii.
Distribución exponencial Algunas secuencias de eventos hidrológicos como la ocurrencia de precipitación, pueden considerarse como procesos de Poisson, en los cuales los eventos ocurren instantánea e independientemente en un horizonte de tiempo El tiempo entre tales eventos está
30
descrito por una distribución exponencial cuyo parámetro es la tasa media de ocurrencia de los eventos
17
La función densidad de un modelo probabilístico exponencial está dada por:
λe − λx , x ≥ 0 f ( x) = 0 , x < 0
(2.24)
Donde:
λ = parámetro de la distribución exponencial La función de distribución acumulada está dada por la siguiente ecuación:
F ( x ) = ∫ λe − λx dx = 1 − e − λx x
(2.25)
0
El valor de (valor ajustado a la distribución exponencial) se obtiene a partir de la ecuación (2.25). (2.26) Mediante el método de máxima verosimilitud o el método de momentos se demuestra que el parámetro λ se estima mediante la siguiente ecuación:
λ=
1 X
(2.27)
Reemplazando la ecuación (2.27) en (2.26) se obtiene: (2.28)
iv.
Distribución Gamma El tiempo que toma la ocurrencia de un número
de eventos en un
proceso de Poisson está descrito por la distribución gamma, la cual es la distribución de una suma de 17 Ven, TC; et al. 1994. Hidrología Aplicada. Santa Fé de Bogotá, pág. 385.
variables aleatorias independientes e
idénticas, distribuidos exponencialmente. La distribución gamma es muy útil para la descripción de variables hidrológicas asimétricas sin el uso de la transformación logarítmica. La distribución gamma incluye la función gamma . La distribución Gamma, tiene la función de densidad definida por:
f ( x) =
α −1
−
x β
x e β α Γ( α )
x≥0 (2.29)
Donde:
α , β = parámetros positivos Γ( α ) = función gamma de α ∞
Γ( α ) = ∫ e − x xα −1dx 0
para α > 0
(2.30)
Integrando por partes la ecuación (2.30) se obtiene18:
Γ( α + 1) = αΓ( α )
(2.31)
Las propiedades principales de la función Gamma son: a.
(2.32)
b.
Γ(1) = Γ( 2 ) = 1
(2.33)
c.
Γ (1 / 2 ) = Γ ( π )
(2.34)
d.
Γ( 0 ) = ∞
(2.35)
En general para calcular Γ ( α ) , se pueden utilizar los siguientes criterios: 1.
Para α < 0 la función Γ( α ) se calcula transformando la ecuación (2.31) a la siguiente ecuación:
18 Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, pág. 195.
32
Γ( α ) =
Γ( α + 1) α
(2.36)
La función gamma establecida mediante la ecuación (2.30) para
x < 0 no converge; mediante la ecuación (2.36) se pueden calcular la función gamma para todos números reales y complejos, excepto para α = −n , n = 0,−1 − 2, , en consecuencia la ecuación (2.36) es válida sólo cuando α ≠ − n Para 0 ≤ α ≤ 1 la función Γ( α + 1) se calcula mediante la aproximación polinomial de octavo grado19. Γ (α + 1) = α ! = a0 + a1α + α 2α 2 + a3α 3 + a4α 4 + a5α 5 + a6α 6 + a7α 7 + a8α 8
(2.37)
Donde:
a0 =
1.00
a3 =
-0.897056937
a6 =
0.482199394
a 1 = -0.577191652
a4 = 0.918206857 a 7 =
-0.193527818
a 2 = 0.988205891
a5 =
0.035868343
-0.756704078
2.
a8 =
Para α > 1 la función Γ( α + 1) , se calcula mediante la ecuación
Γ( α ) = ( α − 1) Γ( α − 1) o mediante la aplicación del ajuste polinomial por la serie asintótica de Sterling:
Γ( α ) = α α e −α
3.
2π 1 1 139 571 1 + + − − + 2 3 4 α 12 α 288α 51840 α 2488320α
(2.38)
Para valores de α grande y positiva la función Γ(α + 1) se puede calcular con la aproximación factorial de Sterling:
Γ ( α + 1) = α !≅ 2πα α α e −α
(2.39)
La función de distribución gamma acumulada está dada por la siguiente ecuación: 19 Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, pág. 346.
F ( x) =
x
x
α −1
e
−x β
∫ β α Γ(α ) dx 0
(2.40)
La ecuación (2.40) no es directamente integrable, sus valores se calculan mediante las técnicas de integración numérica y existen tablas de esta distribución denominadas “Función Gamma Incompleta”, llamada así porque los valores en tabla son sólo para valores enteros positivos de α . Sí α es un número natural, la función de distribución acumulada puede determinarse mediante la siguiente ecuación: 0, x ≤ 0 F ( x) = x 1x 1 − 1 + β + 2! β
2
1 x + 3! β
3
−x α −1 β e ; x
1 + + (α − 1)! β
x>0
(2.41)
Haciendo un cambio de variable se tiene:
Y=
x β
(2.42)
Reemplazando la ecuación(2.42) en (2.40) se obtiene:
G( y ) = ∫
y
0
Y α −1e −Y dy Γ( α )
(2.43)
Reemplazando la ecuación (2.43) en la ecuación (2.41), se obtiene: 0, x ≤ 0 −Y G(Y ) = 1 1 2 1 3 α −1 e ; x > 0 1 − 1 + Y + 2! ( Y ) + 3! ( Y ) + + (α − 1)! ( Y )
Los valores de
ajustados a la distribución Gamma se obtiene de la
ecuación (2.42): (2.45)
34
(2.44)
Los valores de Y se halla de la ecuación (2.44) para diferentes probabilidades, los valores de β se estiman mediante el método de momentos20:
v.
X = E ( x ) = αβ
(2.46)
S 2 = β 2α
(2.47)
Distribución Pearson tipo III La distribución Pearson III posee la característica de ser asimétrica y no negativa, lo que lo hace adecuada para describir los caudales máximos. Es una distribución de tres parámetros 21. La función densidad de probabilidades de la distribución Pearson Tipo III, está definida por la siguiente ecuación:
( x − x0 ) f ( x) =
α −1
−( x − x0 )
e α β Γ( α )
β
(2.48)
Para: X 0 ≤ x < ∞; − ∞ < x0 < ∞ 0<β <∞ 0<α < ∞
(2.49)
La función de distribución acumulada está dada por la siguiente ecuación:
20 Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, pág. 200.
21 Mejía Marcacuzco, JA. 1999. Análisis de Máximas Avenidas. Universidad Nacional Agraria La Molina. Lima, PE. S.e. pág. 13.
F ( x) =
∫
x
( x − x0 )
α −1
− ( x − x0 )
e α β Γ( α )
x0
β
dx (2.50)
Donde:
x = variable aleatoria x0 =
origen de la variable x, parámetro de posición (valor inicial)
β = parámetro de escala α = parámetro de forma Haciendo cambio de variable se tiene:
Y =
( x − x0 ) β
(2.51)
Reemplazando la ecuación (2.51) en (2.48) se obtiene:
f ( y) =
Y α −1e −Y β Γ( α )
(2.52)
La función de distribución acumulada está dada por la siguiente ecuación:
F ( y) = ∫
Y
0
Y α −1e − y dy Γ( α )
(2.53)
La ecuación (2.53) tiene parámetro α cuya variable tiene origen en
Y = 0, ó en x = x0 . La ecuación (2.53) es igual a la ecuación (2.43) lo cual se resuelve usando tablas o mediante métodos numéricos. La solución de la ecuación (2.53) permite encontrar el valor de Y para diferentes valores de F(y). Los parámetros de la distribución Pearson Tipo III estimados por el método de momentos son22: 22 Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, pág. 209.
36
(2.54)
S 2 = β 2α
Cs = g =
(2.55)
2 α
(2.56)
Donde: promedio de la muestra
s 2 = variancia de la muestra g = coeficiente de sesgo de la muestra Resolviendo las ecuaciones (2.54), (2.55) y (2.56) se obtiene23:
α=
β=
4 g2
(2.57)
gS 2
(2.58) (2.59)
El valor de xˆ ajustado al modelo de Pearson Tipo III para una probabilidad determinada se halla mediante la siguiente ecuación.
xˆ = Yβ + x 0
vi.
(2.60)
Distribución Gumbel Es también conocido con el nombre de distribución de valores extremos tipo I. Este modelo representa la distribución límite del mayor valor de n
23 Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, pág. 203.
valores xi,
independientes e idénticamente distribuidos con una
distribución de tipo exponencial a medida que n crece indefinidamente24. Este modelo probabilístico es de la distribución de valores extremo, de tipo doblemente exponencial, la función de densidad se expresa matemáticamente por: x −β x −β − α − e α
1 − f ( x) = e α
e
(2.61) x −β α
x −β − −e α
1 − f ( x) = e α
(2.62)
Donde:
x = variable aleatoria
α , β = parámetro de la distribución de valores extremos Tipo I o doblemente exponencial.
−∞ < x < ∞ 0 < α < ∞ = parámetro de escala
− ∞ < β < ∞ = parámetro de posición, llamado como moda. Haciendo cambio de variable se tiene:
x−β α
(2.63)
dx = αdw
(2.64)
w=
(2.65)
24 Varas C, E, et al. Hidrología Probabilística. CL. Universidad Católica de Chile. Pág.47.
38
La función de distribución acumulada se obtiene integrando la ecuación (2.64)
F ( w) = P( X ≤ x ) = ∫ d e − e w
−w
−∞
= e−e
−w
w −∞
= e−e
−w
(2.66)
Los estimadores de los parámetros de la distribución Gumbel obtenidos mediante el método de momentos son25: (2.67)
α = 0.78σ x
(2.68)
Donde:
xˆ = promedio de la muestra
σx =
desviación estándar de la muestra
El valor de
xˆ ajustado al modelo Gumbel para una probabilidad
determinada se halla mediante la siguiente ecuación (ecuación obtenida de 2.63):
xˆ = β + αw
(2.69)
2.2.5. Definición del modelo probabilístico adecuado en el estudio de
crecidas El único procedimiento para verificar el comportamiento de un modelo matemático, ya sea probabilístico o determinístico, es comparar las predicciones efectuadas por el modelo con las observaciones de la realidad. Si el modelo fuese determinístico, y no existiese error experimental, entonces la comparación con los valores observados sería simple y concluyente. Sin embargo en el caso de modelos 25 Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, pág. 213.
probabilísticos, debido a la naturaleza misma del modelo, las observaciones son sólo una muestra de la realidad, y en consecuencia una repetición del ensayo puede dar un resultado diferente. Resulta pues poco probable encontrar una correspondencia exacta entre modelos (datos generados) y la realidad (datos observados), aún cuando las hipótesis sean válidas. Por ello, es necesario definir la magnitud de la discrepancia que puede obtenerse sin que sea necesario desechar la hipótesis estudiada26 Para la definición del modelo probabilístico adecuado para el estudio de las descargas máximas instantáneas existen varias pruebas de bondad de ajuste como las pruebas gráficas y estadísticas. Estas pruebas consisten en comprobar gráficamente y estadísticamente, si la frecuencia empírica de la serie analizada, se ajusta a una determinada función de probabilidades teórica seleccionada a priori, con los parámetros estimados a partir de los datos muestrales. 27. El modelo probabilístico adecuado para los datos de la muestra se define mediante método gráfico y estadístico. En cada estación hidrográfica se hace la prueba. En el método estadístico existen dos alternativas: la prueba de bondad de ajuste de chi-cuadrado y la prueba de Kolmogorov – Smirnov. En el presente trabajo se ha empleado el método estadístico de chi-cuadrado.
i.
Prueba de bondad de ajuste de chi-cuadrado En el presente estudio se describe este método porque es el método que se ha optado dado que se puede programar de una forma sencilla y por
26 Varas C, E, et al Hidrología Probabilística. CL. Universidad Católica de Chile. Pág.77.
27 Villón Béjar,M. 2002. Hidrología Estadística. Lima,PE, págs. 141-162.
40
tanto se simplifican el tiempo del proceso. La prueba de chi-cuadrado consiste
en
comparar
las
frecuencias
observadas
y
esperadas
(frecuencias teóricas), con la finalidad de comparar la bondad de ajuste de la distribución empírica a una distribución teórica conocida. Existen dos maneras de realizar esta prueba: 1.
Estableciendo celdas (intervalos de clase) de igual tamaño, en la que las frecuencias esperada (frecuencia teórica) de cada una intervalo de clase son en general diferentes. El procedimiento para realizar la prueba de bondad de ajuste de chi-cuadrado, con celdas con diferente frecuencia esperada es: a.
Dividir la serie de datos en k celdas (intervalos de clase), de preferencia se debe escoger k ≥ 5. El tamaño de la serie histórica viene a ser el tamaño de la muestra.
b.
Calcular la frecuencia observada. La frecuencia observada
( foi )
es el número de datos que están comprendidos en cada
intervalo de clase (de igual tamaño en este caso). c.
Calcular la frecuencia esperada (frecuencia teórica), en cada intervalo de clase con la siguiente ecuación:
fei = N * P( z )
(2.70)
Donde:
N = número de datos observados (tamaño de la muestra)
P( z ) = Probabilidad esperada o teórica para el límite superior de cada intervalo de clase. El valor de
P( z ) es
determinado para cada modelo probabilístico que se está trabajando. d.
Calcular el chi-cuadrado calculado, con la siguiente ecuación:
m
( fei − foi ) 2
i =1
fei
X =∑ 2 c
(2.71)
Donde
X c2 =
Chi-cuadrado calculado
fo = frecuencia observada o empírica fe = frecuencia esperada o teórica m = número de intervalos de clase o número de celdas. 2.
Otra manera de realizar la prueba de bondad de ajuste de chicuadrado es estableciendo que cada celda (intervalo de clase) tenga la mis frecuencia esperada (frecuencia teórica), en este caso los tamaños del intervalo de clase son diferentes. El procedimiento para realizar la prueba de bondad de ajuste de chi-cuadrado, con celdas con igual frecuencia esperada es:
a.
Dividir la serie de datos en k celdas (intervalos de clase), de preferencia se debe escoger k ≥ 5. El tamaño de la serie histórica viene a ser el tamaño de la muestra.
b.
Calcular la probabilidad esperada de cada intervalo de clase mediante la siguiente ecuación:
Pi = c.
1 k
(2.72)
Calcular la frecuencia esperada (frecuencia teórica), de cada intervalo de clase con la siguiente ecuación:
1 NPi = N k
(2.73)
Donde:
k = número de intervalos de clase o número de celdas. 42
N = número de datos observados (tamaño de la muestra)
^ Xi Identificar el valor de variable ajustada al modelo para
d.
las probabilidades acumuladas, de la relación siguiente: ^ F ( x ) = Pi = P X ≤ X i =
e.
Calcular la frecuencia observada
^
∫ f ( x )dx Xi
−∞
(2.74)
( Ni ) . La frecuencia observada es el número de datos que está ^
comprendido entre dos valores de X i encontrados en el paso anterior. f.
Calcular el chi-cuadrado calculado mediante la siguiente ecuación: m
( Ni − NPi ) 2
i =1
NPi
X c2 = ∑
(2.75)
i.1 Criterio de decisión Para definir el modelo probabilístico adecuado para los datos observados, es necesario comparar el chi-cuadrado calculado con los valores de chicuadrado tabular. El chi-cuadrado tabular se calcula de la distribución chicuadrado a partir de las tablas. Para calcular el valor de chi-cuadrado tabular a.
X t2
es necesario definir los siguientes criterios:
Calcular los grados de libertad (v), con la siguiente ecuación:
V = k − h −1 Donde:
V = grados de libertad h = número de parámetros del modelo k = número de intervalos de clase o celdas
(2.76)
Los valores de h para los modelos usados en el presente estudio se muestran en el siguiente cuadro:
CUADRO N° 2.1 NUMERO DE PARÁMETROS DE LOS MODELOS (h) MODELO PROBABILISTICO NORMAL LOGARITMICO NORMAL
EXPONENCIAL GAMMA
PEARSON TIPO III
PARAMETROS
NUMERO DE PARAMETROS
µ ,σ
2
µY ,σ Y
2
λ
1
α,β
2
x0 ,α , β
3
α,β
2
LOG-PEARSON TIPO III GUMBEL LOG-GUMBEL
b.
Asumir el nivel de significación de la prueba estadística. Generalmente
se
asume
α = 0.05 . Con el nivel de
significación asumido y grados de libertad se encuentra el valor de
c.
X t2
2 en la tabla de distribución de X .
Establecer el criterio de aceptación del ajuste. La aceptación del ajuste depende de: Sí
X c2 ≤ X 02.05
, se afirma que el modelo probabilístico es
adecuado para explicar el comportamiento de los datos muestrales. 44
Sí
X c2 > X 02.05
, se afirma que el modelo probabilístico no es
adecuado para explicar el comportamiento de los datos muestrales.
2.2.6. Tiempo de retorno Es el tiempo promedio en años entre eventos o sucesos que igualan o exceden a una magnitud dada, a este tiempo promedio se denomina como tiempo o periodo de retorno. Si X es una variable aleatoria, la probabilidad de igualar o exceder a un valor determinado x se puede expresar matemáticamente mediante la siguiente ecuación:
P( X ≥ x ) = p
(2.77)
Para cada observación o experimento existen dos posibilidades (proceso Bernoulli). • X ≥ x (éxito), su probabilidad es p • X < x (falla) su probabilidad es 1 − p Entonces p es la probabilidad de éxito y q = 1 − p es la probabilidad de fracaso en cada ensayo. Entonces el primer éxito ocurrirá en t-ésima intervalo de recurrencia si: •
Las primeras t-1 intervalos de recurrencias son fracasos que ocurre con un probabilidad de (1 − p )
•
t −1
Y la t-ésima intervalo de recurrencia es un éxito que ocurre con una probabilidad de p.
Al multiplicar las dos probabilidades de dos eventos independientes se obtiene la función masa de probabilidad de la distribución geométrica, por tanto la probabilidad de un intervalo de recurrencia de duración t de obtener el primer éxito es:
f ( t , p ) = (1 − p )
t −1
para t = 1,2,
p
(2.78)
La ecuación (2.78) es la función masa de probabilidad de la distribución geométrica y está dada por la siguiente ecuación:
g ( x , p ) = p(1 − p )
x −1
para x = 1,2,
(2.79)
Donde la variable aleatoria es x=t. En la ecuación (2.79) o en la ecuación (2.78) la función masa de probabilidad tiene un solo parámetro p. Aplicando el criterio de máxima verosimilitud, se puede hallar el valor esperado de la distribución geométrica. La función de verosimilitud está dada por la siguiente ecuación:
L = p (1 − p )
x1 −1
p (1 − p )
x 2 −1
p (1 − p )
x n −1
n
= ∏ p (1 − p )
x i −1
n
( x i −1) = p n (1 − p ) ∑ i =1
i =1
(2.80)
El logaritmo de esta función está dad por la siguiente ecuación:
n ( x −1) x −1 n ∑ ( x i −1) ln( L ) = ln ∏ p(1 − p ) i = ln p n (1 − p ) ∑ i =1 = ln p + ln(1 − p ) i =1 i =1
( )
n
n
n
i =1
i =1
n
ln( L ) = n ln( p ) + ∑ ( x i − 1) ln(1 − p ) = n ln( p ) + ∑ ( x i − 1) ln(1 − p ) n ln( L ) = n ln( p ) + ∑ x i − n ln(1 − p ) i =1
(2.81)
Aplicando los criterios de la estimación parámetros mediante el método de máxima verosimilitud se obtienen las siguientes ecuaciones:
n ∂ ( ln( L ) ) = ∂ ( n ln( p ) ) + ∂ ∑ x i − n ln(1 − p ) = 0 ∂p ∂p ∂p i =1 ∂ n ∂ n ( ln( p ) ) + ∑ x i − n ( ln(1 − p ) ) = 0 ∂p i =1 ∂p 46
n
n ∂ ( ln( p ) ) = − ∑ x i − n ∂ ( ln(1 − p ) ) ∂p i =1 ∂p
1 n n = − ∑ x i − n i =1 p 1 n n = ∑ x i − n p i =1
1 ∂ (1 − p ) 1 − p ∂p
1 1 − p
1− p 1 n = ∑ xi − n p n i =1 n
1 p − = p p
∑x i =1
i
n
−
n n
n
1 = p x=
∑x i =1
i
n 1 p
(2.82)
Entonces el promedio o la esperanza de una distribución geométrica es 1/p. Donde p es la probabilidad de que un evento sea superado o igualado. En la ecuación (2.82) T es periodo o tiempo de retorno en años.
2.2.7. Relación entre el periodo de retorno y la probabilidad Sea X una variable aleatoria. La probabilidad de igualar o exceder a un valor determinado
xt
puede expresar matemáticamente mediante la siguiente
expresión (ver ecuación 2.82):
p = P( X ≥ xt )
(2.83)
E( t ) = T =
1 p
(2.84)
La ecuación (2.84) significa que la probabilidad de ocurrencia en ser igualado o excedido a un valor determinado de un evento en cualquier variable hidrológica es el inverso de su periodo de retorno, lo cual matemáticamente se representa mediante la siguiente ecuación:
P( X ≥ xt ) =
1 T
(2.85)
2.2.8. Relación entre el periodo de retorno y la función de distribución
acumulada Las ecuaciones de la función de distribución acumulada F ( x ) , se representan mediante la siguiente ecuación:
F ( x ) = P ( X < x ) = ∫ f ( x )dx x
−∞
(2.86)
La ecuación (2.86) expresa una probabilidad de que el suceso no ocurra. En este caso el periodo de retorno (T) se calcula mediante la siguiente expresión:
T =
1 1 1 = = P( x ≥ X ) 1 − P( X > x ) 1 − F ( x )
(2.87)
En la ingeniería los diseños se hacen para soportar los eventos máximos es decir que un determinado evento no sea superado, en un periodo de retorno determinado, por lo tanto los diseños se realizan para periodos de retorno dado por la ecuación (2.87). Es decir los valores de F ( x ) , se estiman para un tiempo de retorno dado mediante la siguiente ecuación:
F ( x) = 1 −
1 T
(2.88)
2.2.9. Modelo regional para las descargas máximas instantáneas 48
Hasta hace poco, los esfuerzos para pronosticar avenidas centraban su interés únicamente en la descarga máxima de la avenida, relacionando la ocurrencia del gasto pico con los parámetros meteorológicos y fisiográficos de una cuenca. En la actualidad se cuenta con métodos más completos que consideran la presencia de distintas condiciones meteorológicas. La principal utilidad de los métodos para la predicción de avenidas, radica en que al tener una idea anticipada de las avenidas que están por ocurrir, es posible aprovechar al máximo los mecanismos de control, como en el caso de presas. La avenida que más interesa conocer para la protección de las obras hidráulicas y asentamientos en los valles que atraviesa un río, es la máxima instantánea. Se entiende por forma de la avenida, la distribución de los porcentajes respecto al gasto máximo de los gastos correspondientes a los tiempos transcurridos a partir del momento en que se inicia la avenida, el período de retorno (Tr), sirve para conocer el gasto máximo con el cual se proyectarán las obras hidráulicas mencionadas a lo largo del curso, eligiendo el período de retorno más adecuado tomando en cuenta la vida útil de la obra, así como su aspecto económico. Para la estimación de una avenida máxima se dispone de variadísimos métodos de cálculo, los mismos que pueden ser agrupados en términos generales en orden de importancia creciente (garantía), como sigue 28: •
Métodos Empíricos
•
Métodos Históricos.
•
Métodos de Correlación Hidrológica de Cuencas.
•
Métodos Estadísticos o Probabilísticos.
El modelo regional para las descargas máximas instantáneas anuales se estimará mediante fórmulas empíricas. Este método es más antiguo y consiste en establecer un relación funcional entre la magnitud de una creciente y una o más variables de las que depende29. 28
Pérez Morales, GB et al. 2009. Hidrología Superficial (en línea). Consultado 20 de diciembre 2010. Disponible en http://www.fic.umich.mx/~bperez/HIDROLOGIA-SUPERF.pdf
29 Crochín, Sviatoslav. 1983. Diseño Hidráulico, pág.365.
El inconveniente principal que presentan los resultados obtenidos de la aplicación de las Fórmulas Empíricas, deriva del hecho de que éstas se están utilizando en cuencas distintas a aquellas en las que fueron deducidas, por lo que sus coeficientes deberían ser ajustados, lo cual resulta sumamente difícil. Sin embargo, debido a la correlación que existe entre la magnitud de cuenca y el gasto máximo, los resultados obtenidos con las fórmulas empíricas podrán servir para acotar la magnitud de las Avenidas de Proyecto. De preferencia se deben de utilizar todos aquellos que por sus restricciones, puedan ser utilizados y de sus resultados, evidentemente diferentes y algunos hasta absurdos, se concluirán los valores probables de las Avenidas de Proyecto, ya que estos métodos sirven como un marco de referencia. En el siguiente cuadro, se presenta un resumen de 15 fórmulas empíricas de los diversos tipos que a continuación se describen30: Las fórmulas empíricas pueden ser clasificadas en dos grandes grupos:
1.
Fórmulas que incluyen el concepto de probabilidad. Se consideran las mejores, por ejemplo Gete, Fuller, Creager, etc.
2.
Fórmulas que no incluyen el concepto de probabilidad. Pudiéndose dividir en los cuatro siguientes subgrupos: i.
Fórmulas de función monomio de la magnitud de la cuenca de la forma: , por ejemplo Rynes, Valentini, Myer, etc.
ii.
Fórmulas de función sencilla de la magnitud de la cuenca, es decir de la forma: , por ejemplo Pagliaro, Giandotti, Kuichling, etc. En gasto general sólo válidos para cuencas menores a 1000.
iii.
Fórmulas de la función compleja de la magnitud de la cuenca por ejemplo Creager, Hyderabad, Hoffman. Etc.
30 Pérez Morales, GB et al. 2009. Hidrología Superficial (en línea). Consultado 20 de diciembre 2010. Disponible en http://www.fic.umich.mx/~bperez/HIDROLOGIA-SUPERF.pdf.
50
iv.
Fórmulas en función de la magnitud de la cuenca y de la lluvia por ejemplo Posseni, Heras, etc.
CUADRO N° 2.2 RESUMEN DE FÓRMULAS EMPÍRICAS PARA LA ESTIMACIÓN DE AVENIDAS MÁXIMAS 31 N° AUTOR
1
FORMULA
PAIS
LIMITACIONES DE LAS FORMULAS Fórmula generalizada en
GETE
España.
2 MORGAN
ESCOCIA
C=1.000 Tr=500 años, C=0.464, Tr=50 años C=0.585, Tr=100años, C=0.215, Tr= 5 años.
3 FULLER
4
BRANSBY WILLIAMS
U.S.A
Areas mayores a 26 INGLATERRA
5
Grandes lluvias,400 FRANCIA
6 FRANCIA
7 RYVES
INDIA
VALENTINI
ITALIA
8
9
Areas menores de 1000 SCIMEMI
ITALIA
31 Pérez Morales, GB et al. 2009. Hidrología Superficial (en línea). Consultado 20 de diciembre 2010. Disponible en http://www.fic.umich.mx/~bperez/HIDROLOGIA-SUPERF.pdf
10
Cuencas montañosas BARATTA
ITALIA
GIANDOTTI
ITALIA
FORTI
ITALIA
KUICHLING
U.S.A
HYDERABAD
INDIA
CREAGER
U.S.A
11
Cuencas montañosas
12
Lluvias máximas de 200
13
Avenidas poco frecuentes
14
Río Tungobhadra
15
Avenidas normales
En las fórmulas anteriores se tiene: A= área de la cuenca en Tr= periodo de retorno en años Gasto de avenida máxima para un Tr, en valor medio de los gastos medios instantáneos q = valor medio de los gastos máximos diarios, en . gasto de avenida máxima, en Q= gasto de avenida normal, en
52
mm en 24 horas
3.
METODOLOGIA
3.1. Tipo y nivel de la investigación
Tipo: Explicativo, No experimental y de corte longitudinal pretérito. Es no experimental porque son fenómenos que no se pueden manipular. Es de corte longitudinal pretérito porque las descargas máximas instantáneas son fenómenos que han sucedido a través del tiempo.
Es de nivel explicativo porque es una investigación cuantitativa que estudia el comportamiento de las descargas máximas.
3.2.
Diseño de investigación El presente trabajo de investigación es por objetivos, el cual se desarrollará mediante el siguiente diagrama de flujo. M --------------- O ------------ A -------------- C M - muestra O - observacion A - analisis C - comparacion ( Ver EL SIGUIENTE CUADRO) CUADRO N° 3.1
DISEÑO DE INVESTIGACION
54
3.3. Población y muestra 3.3.1. Población
Para el presente estudio se considerara como población al total de las de descargas máximas instantáneas anuales de la cuenca del río Santa en cada estación de aforo (16 estaciones limnigraficas) 3.3.2. Muestra
Para el presente estudio se considera muestra el conjunto de datos recopilados de cada estación de aforo. Estos datos son considerados como muestreo aleatorio. Los datos a ser recopilados son las descargas máximas instantáneas correspondientes a los años y estaciones que se muestran en el cuadro N°3.2. 3.4. Definición y operacionalización de las variables
3.4.1.
Definición de variables i.
Variables independientes.
• Características físicas de la cuenca: Estas características
como el área, altitud media, o la altitud de la estación de aforo se obtienen de planos digitalizados por el Instituto Nacional Geográfico que están digitalizados en Autocad.
ii.
Variables dependientes. •
Descargas máximas instantáneas: Las descargas máximas instantáneas son datos aleatorios que se recopilan de cada estación de aforo de la cuenca en estudio. Estos datos son variables en el tiempo y en el espacio.
3.4.2. Operacionalización de variables
La operacionalización de las variables, se muestra en el cuadro N°3.3:
56
CUADRO N° 3.2 DISPONIBILIDAD DE INFORMACION HIDROMETRICA EN LA CUENCA DEL RIO SANTA
Fuente: Ministerio de Vivienda, Construcción y Saneamiento. Instituto Nacional de Desarrollo.2002. Plan de Gestión de Oferta de Agua en la Cuenca de Gestión Santa
CUADRO N° 3.3 OPERACIONALIZACIÓN DE VARIABLES DIMENSION DEFINICIÓN ES OPERACIONAL
VARIABLE S
DEFINICION CONCEPTUAL
Descargas
Es el caudal de valor alto de un río en comparación a las descargas habitualmente observadas. Es el caudal máximo en un año
máximas instantáneas anuales
y
Volumen por unidad de tiempo
descargas promedios
INDICADORES
Se obtienen del SENAMHI registrados para cada estación de aforo hidrográfico o del estudio hecho por HIDROSERVICE
anuales Area de la cuenca
Tiempo retorno
de
Es el área plana (proyección horizontal) incluida entre su divisoria topográfica
Unidades de superficie Unidades de tiempo en años
Intervalo de tiempo promedio, dentro del cual un evento de cierta magnitud, puede ser igualado o excedido por lo menos una vez en promedio.
se obtienen empleando Autocad a partir de los planos digitalizados del Instituto Geográfico Nacional. Se obtienen de las leyes de probabilidad de excedencias. Años
3.5. Técnicas e instrumentos 3.5.1. Técnicas
La técnica a emplear viene a ser la comparación de datos observados con datos generados con los modelos probabilísticos teóricos para eventos extremos. El modelo adecuado se definirá mediante la prueba estadística de ajuste de chi-cuadrado. El modelo regional se buscará correlacionando las descargas máximas instantáneas con los promedios de las descargas máximas instantáneas anuales y el periodo de retorno. El promedio de las descargas máximas instantáneas anuales se correlacionará con el área de la cuenca. 3.5.2. Instrumentos
Equipo
de
cómputo
implementado
con
software
especializado de análisis estadístico como el Excel, etc.
y
hardware
3.6. Procedimiento de recolección de datos a)
Recopilación de la información bibliográfica relacionado a los modelos probabilísticos y modelos empíricos que permiten interpretar el comportamiento de los eventos extremos.
b)
Recopilación de datos de descargas máximas instantáneas anuales de las estaciones de aforo en diferentes puntos de la cuenca del río Santa y de sus afluentes.
c)
Recopilación de los datos del área de cuenca aguas arriba de las estaciones de aforo.
3.7. Procesamiento de la información recopilada.
3.7.1
Algoritmo de cálculos a)
Procesar la información recopilada, buscando el modelo probabilístico adecuado para el conjunto de datos de cada estación de aforo. El ajuste del modelo con los datos observados se realizará a través de la prueba de ajuste de chi.cuadrado.
b)
Con el modelo probabilístico adecuado se generan descargas máximas instantáneas anuales para diferentes periodos de retorno.
c)
Definir modelos que relacionen el promedio de las descargas máximas instantáneas anuales en función del área de la cuenca.
d)
Se adimensionalizarán las descargas, dividiendo las descargas máximas instantáneas anuales generadas para diferentes periodos de retorno entre el promedio de las descargas máximas instantáneas anuales. La adimensionalización se realiza en cada estación.
e)
Los valores adimensionalizados se correlacionan con el periodo de retorno y el área de la cuenca. El grado de correlación se define mediante el coeficiente de correlación. Se genera el modelo regional para los valores adimensionalizados. Luego se
define el modelo regional para las descargas máximas instantáneas anuales en función del promedio de las descargas máximas instantáneas anuales, del periodo de retorno y del área de la cuenca. f)
Generar descargas máximas instantáneas anuales con el modelo regional.
g)
Comparar
las
descargas
máximas
instantáneas
anuales
correspondientes para diferentes periodos de retorno (acorde al modelo probabilístico adecuado) y las descargas máximas instantáneas anuales generadas mediante el modelo regional. 3.7.2
Diagrama de flujo El diagrama de flujo para obtener el modelo regional de las descargas máximas instantáneas anuales se muestran en la figura N°3.1.
3.8
Modelo regional de las descargas máximas instantáneas
El modelo regional de las descargas máximas instantáneas anuales se obtiene estimando los parámetros o constantes de la ecuación de Fuller. 3.8.1
Parámetros regionales de la ecuación o del modelo de Fuller Para definir las constantes regionales del modelo de Fuller que es un modelo para las descargas máximas instantáneas anuales de la cuenca del Río Santa se ha seguido el siguiente procedimiento. 1.
Encontrar los parámetros del modelo propuesto por Fuller dada por la siguiente ecuación: (3.1) (3.2) Donde:
Qmax,T =
descarga máxima instantánea anual para el periodo de retorno (T) en
Q MAX =
m3 / seg.
promedio de las descargas máximas instantáneas anuales en
m3 / seg.
FIGURA N° 3.1 ALGORITMO PARA OBTENER EL MODELO REGIONAL DE LAS DESCARGAS MAXIMAS INSTANTANEAS ANUALES-MODELO DE FULLER
OBTENCION DE MODELO REGIONALE LOS VALORES ADIMENSINALES DE LAS PERIODO DE RETOR
QUE RELACIONE LAS DESCARGAS CON EL
logaritmo en base a 10
T = periodo o tiempo de retorno en años parámetros de los modelos A = área de la cuenca en . Los valores de son estimadas mediante la ecuación (3.2) 2.
Generar los valores de según el modelo probabilístico adecuado.
3.
Mediante el análisis de regresión se estiman los parámetros de la ecuación (3.2) lo cual se decide por el coeficiente de correlación significativa.
4.
Generar los valores de mediante la ecuación (3.2)
5.
Se adimensionalizan las descargas mediante la siguiente relación: (3.3) Correlacionar los valores adimensionalizados de la ecuación (3.4)
6.
Los parámetros de la ecuación (3.4) se obtienen mediante el análisis de regresión, lo cual se decide por el coeficiente de correlación significativa.
7.
La ecuación (3.1) se puede expresar de la siguiente forma:
(3.5)
4. 4.1
RESULTADOS
Descripción de la cuenca del río Santa Políticamente la cuenca del río Santa está comprendida en los departamentos de Ancash (provincias de Recuay, Huaraz, Carhuaz, Yungay, Huaylas, Corongo, Pallasca y Santa) y la Libertad (provincias de Virú y Santiago de Chuco). Limita por el norte con parte de las Cuencas de Chao, Virú, Moche y Crisnejas; por el Sur con parte de la cuenca Lacramarca, Pativilca y Fortaleza, por el Este con la línea de cumbres de la Cordillera Blanca que constituye la divisoria de las aguas con la cuenca del Marañón, y por el oeste con las cuencas Nepeña, Casma, Huarmey y el océano Pacífico32. La cuenca del río Santa, tiene una altitud máxima: 6768 m.s.n.m que es el nevado del Huascarán, altitud media de 2100 m s.n.m (Caraz) y mínima de 0,000 en la desembocadura en el mar. El río Santa tiene una longitud aproximada de 294 km. La cuenca del río Santa está ubicada en el Norte del País
32 Ministerio de Vivienda, Construcción y Saneamiento. Instituto Nacional de Desarrollo.2002. Plan de Gestión de Oferta de Agua en la Cuenca de Gestión Santa, págs. 9, 11.
y forma parte de la Cordillera Blanca y Negra de la Vertiente Occidental del Pacífico. Sus coordenadas geográficas están comprendidas entre los paralelos 10º08´ y 8º04´ latitud Sur y los meridianos 78º38´ y 77º12´ longitud Oeste. La cuenca del río Santa tiene una extensión de 12200 km² de la cual el 83 %, o sea 10 200 km² corresponden a la cuenca húmeda, denominada así por encontrarse encima de los 2000 m.s.n.m, cota fijada como límite del área de escurrimiento superficial. La topografía es plana en la parte baja con pendientes menores al 15%, ondulado, empinado y/o escarpado en la cordillera de los Andes con pendientes mayores del 15%, en los valles interandinos de la parte media y alta existe áreas planas y colinosas con pendientes de 15% a 45%. En la parte baja tiene un valle, denominado Santa, muy importante por su contribución a la economía de la Región.
4.2
Información recopilada La información recopilada son las descargas máximas instantáneas anuales de las diferentes estaciones hidrográficas de la cuenca del río Santa procesadas por HIDROSERVICE. El área de las cuencas, la ubicación de las cuencas se muestran en los cuadros y planos siguientes:
PLANO N° 4.1 CUENCA DEL RIO SANTA Fuente: Ministerio de Vivienda, Construcción y Saneamiento. Instituto Nacional de Desarrollo.2002. Plan de Gestión de Oferta de Agua en la Cuenca de Gestión Santa.
Plano N° 4.2 Red de estaciones hidrometeorológicas de la cuenca del Río Santa. Fuente: ELECTROPERU
CUADRO N° 4.1 ESTADO ACTUAL DE LAS ESTACIONES HIDROMETRICAS DE LA CUENCA DEL RIO SANTA
Nombre
Tipo
Nomb.
Subcuenca
Río
Area km2
Ubi-Geog.
Ubi-UTM
Dpto
Prov
Dist
Inicio
Fin
Dura-
Estado_Ubic
Observaciones
ación
Cuenca
CONDORCERRO
LIMNIGRAFICA
SANTA
SANTA
10413
Lat
Long
Alt
Este
Norte
8º 39´ 40´´
78º 15´ 00´´
450
802689.66
9041508.95
ción
ANCASH
SANTA
SANTA
1956
2001
41
BUENA UBICACIÓN
CORREGIDO / DATOS SENAMHI E INADE SON LOS MISMOA, AQUELLOS DE LA DGA DISCREPAN
MUCHO.UTILIZAR SERIE INADEI 1956-1994. OPERATIVA
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
CHUQUICARA
LIMNIGRAFICA
SANTA
CHUQUICARA
3192
8º 37´ 48´´
78º 13´12´´
500
806019.95
9044928.35
ANCASH
PALLASCA
SANTA ROSA
1954
1997
36
PARALIZADA SIG PERO CONOCIDA
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
QUITARACSA
LIMNIGRAFICA
SANTA
QUITARACSA
QUITARACSA
383
8º 46´ 48´´
77º 51´ 00´´
1480
846656.65
9028003.91
ANCASH
HUAYLAS
HUALLANCA
1953
1999
43
OPERATIVA SIG PERO CONOCIDA
LOS CEDROS
LIMNIGRAFICA
SANTA
Q.LOS CEDROS
LOS CEDROS
112
8º 51´ 00´´
77º 49´ 12´´
1990
849896.07
9020225.55
ANCASH
HUAYLAS
HUALLANCA
1954
2001
44
BUENA UBICACIÓN
OPERATIVA
COLCAS
LIMNIGRAFICA
SANTA
Q. YURAMACYO
COLCAS
226
8º 55´ 12´´
77º 49´ 48´´
2050
848728.05
9012484.53
ANCASH
HUAYLAS
STA. CRUZ
1954
1998
42
BUENA UBICACIÓN
OPERATIVA
BALSA
LIMNIGRAFICA
SANTA
SANTA
5124
8º 53´ 38´´
77º 50´ 24´´
1850
847651.38
9015384.98
ANCASH
HUAYLAS
HUALLANCA
1954
2001
43
BUENA UBICACIÓN
OPERATIVA
CORREGIDO / DATOS IGUALES. UTILIZAR SERIE SENAMHI
PUENTE LIMNIMETRICA
SANTA
SANTA
11910
8º 57´ 58´´
78º 37´ 12´´
18
761719.06
9008035.89
ANCASH
SANTA
SANTA
1931
1997
67
BUENA UBICACIÓN
1931-1955. AGREGAR SERIE INADE 1956-1994 Y SERIE
CARRETERA DGA 1995-1997. PARALIZADA
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
PARON
LIMNIGRAFICA
SANTA
PARON
8º 58´ 48´´
77º 40´ 48´´
4100
865190.7
9005695.15
ANCASH
HUAYLAS
CARAZ
1953
1995
43
EN PROCESO DE REACTIVACION SIG PERO CONOCIDA
LLANGANUCO
LIMNIGRAFICA
SANTA
CHANCOS
LIMNIGRAFICA
SANTA
LLANGANUCO
9º 4´ 12´´
77º 39´ 00´´
3850
868403.4
8995698.52
ANCASH
YUNGAY
YUNGAY
1953
1997
43
9º 19´ 12´´
77º 33´ 00´´
2940
879148.85
8967907.56
ANCASH
CARHUAZ
MARCARA
1953
1999
43
BUENA UBICACIÓN
EN PROCESO DE REACTIVACION
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
Q.HONDA
QDA. HONDA
210
EN PROCESO DE REACTIVACION SIG PERO CONOCIDA
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
QUEROCOCHA
LIMNIGRAFICA
SANTA
QUEROCOCHA
9º 40´ 12´´
77º 30´ 00´´
3980
884260
8929088.07
ANCASH
RECUAY
TICPAMPA
1953
1998
43
EN PROCESO DE REACTIVACION SIG PERO CONOCIDA
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
PACHACOTO
LIMNIGRAFICA
SANTA
PACHACOTO
PACHACOTO
198
9º 49´ 48´´
77º 24´ 00´´
3700
895066.39
8911250.23
ANCASH
RECUAY
CATAC
1953
1997
43
PARALIZADA SIG PERO CONOCIDA
RECRETA
LIMNIGRAFICA
SANTA
SANTA
10º 1´ 48´´
77º 19´ 48´´
3990
902514.9
8889010.92
ANCASH
BOLOGNESI
CHIQUIAN
1952
1996
44
BUENA UBICACIÓN
PARALIZADA
MANTA
LIMNIGRAFICA
SANTA
MANTA
MANTA
543
8º 36´ 00´´
77º 52´ 48´´
1920
843515.6
9047960.12
ANCASH
CORONGO
LA PAMPA
1970
1997
28
BUENA UBICACIÓN
PARALIZADA
OLLEROS
LIMNIGRAFICA
SANTA
OLLEROS
OLLEROS
175
9º 40´ 12´´
77º 27´ 00´´
3550
889757.6
8929031.21
ANCASH
HUARAZ
OLLEROS
1970
1998
26
BUENA UBICACIÓN
EN PROCESO DE REACTIVACION
QUILLCAY
LIMNIGRAFICA
SANTA
QUELLCAY
QUILLCAY
249
9º 31´ 12´´
77º 31´ 12´´
3052
882229.73
8945724.05
ANCASH
HUARAZ
HUARAZ
1970
1998
26
UBICACIÓN INCORRECTA EN EL
EN PROCESO DE REACTIVACION
HUANCA
SIG PERO CONOCIDA
CHUQUICARA
LIMNIGRAFICA
SANTA
TABLACHACA
8º 40´ 12´´
78º 15´ 00´´
2300
802682.53
9040525.14
MIRAFLORES
LIMNIGRAFICA
SANTA
SANTA
9º 29´ 24´´
78º 31´ 48´´
3000
881163.11
8949057.74
ANCASH
HUARAZ
HUARAZ
1987
1998
9
BUENA UBICACIÓN
PARALIZADA
BUENA UBICACIÓN
PARALIZADA
Fuente: Ministerio de Vivienda, Construcción y Saneamiento. Instituto Nacional de Desarrollo.2002. Plan de Gestión de Oferta de Agua en la Cuenca de Gestión Santa.
CUADRO N° 4.2 DESCARGAS MAXIMMAS INSTANTANEAS ANUALES DE LA CUENCA DEL RIO SANTA ESTACION
AÑO HIDROLOG ICO
PACHACO
QUEROCO
TO
CHA
RECRETA
LLANGAN OLLEROS
QUILLCAY
LOS
CHANCOS
PARON
QUITARAC
COLCAS
UCO
LA BALSA CEDROS
CHUQUICA MANTA
CONDORCERRO
SA
RA
1 8. 1953
1954
4
27
6.94
41
29
9.9
2.95
15.82
13.71
750.7
60.4
180
7.95
7.2
2.54
17.2
8.58
1093.1
64
188
23
6.5
6.2
2.34
18.4
8.7
574.54
55.36
26.3
6.77
14
6.57
376.04
60.24
3 8. 1954
1955
2 2 3.
1955
1956
5 2
1956
1957
3
37
8.8
119
2 1. 1957
1958
5
112. 24.2
6.39
33.6
5.88
3.25
13.67
11.68
627.68
65.72
86
3 1958
1959
8
23.5
6.26
28.5
6.4
3.75
14.72
11.55
257.6
25.4
8.9
34.6
7.2
2.75
14.2
5.15
592
26.6
8
34.6
4.2
3.25
22.74
15.07
700
36
9.4
36.3
8.8
2.75
27.4
17.96
34.96
7.56
40.5
8.28
2.45
23.4
14.24
24.4
5.88
27.7
5.45
3.35
16.85
15.88
9.1
29.7
4.45
1.86
15.72
8
23.6
6.52
22.3
5.45
2.37
2
34
9.8
32.3
5.93
2.37
69.44
887.5
2 5. 7 1959
1960
8
1110
2 1. 4 1960
1961
8
66.05
1330
3 7. 1961
1962
6
45.2
3 4. 1962
1963
1
562
60
1260
570
45
588
12.13
435
33.34
18.7
9.1
324.8
38.6
28.5
17.19
830
53
2 7. 0 1963
1964
1 2 1. 9
1964
1965
7 1 7. 0
1965
1966
1966
1967
9.
482 273
925
0 9 8. 1967
1968
8
93. 17.9
4.93
21.22
4.45
2.2
18.7
8.41
218
38.4
18.16
3.98
27.2
5.45
2.91
27.2
11.04
272
84.4
33
6.87
28.9
5.85
26.4
12.81
535.6
31.28
6.7
60
5.86
3
403.5
1 3. 1968
1969
2
93.2
922
3 9. 1969
1970
1970
1971
9
1186
4 0
270 24
3.06
.8
5 3. 5 1971
1972
5
266 57
8.9
38.4
31.1
37.22
5.57
2.85
10.25
404
63.2
61.15
23.58
5.8
28.8
19.68
34
8.63
3.53
41
7.48
42
31.16
4.45
48
.5
22.67
19
392.2
59.8
41.56
.6
2.36
34
9.5
688.6
81.6
75.4
230
6.65
2.19
39
16
534.4
77
74
600
5.98
2.81
19
10.92
540
54.6
51.48
328
2 6. 9 1972
1973
6
285
4 0. 3 1973
1974
5 2 7. 6
1974
1975
5
18.15
10.72
48
26
1975
1976
3
21.68
10.21
47.84
29
900
1. 2 6
.6
2 5. 1 1976
1977
9
26.7
8.97
30
5.86
2.83
26
10
458.3
48.14
60
396
1130
1 1. 1977
1978
9
95. 21.5
8.13
26.42
17.04
45.72
6.4
3.11
30
7.88
360.8
40.84
17.92
2
2 3. 1978
1979
1
291 27
8.96
37.76
26.5
44
6.76
4.23
24.4
21.56
618
62
43.78
.6
730
6. 1 1979
1980
7
110. 17.16
4.89
31.88
56
3.88
11.62
5.56
52
9.4
30.8
40.3
42.4
10.78
33.4
36.2
205.5
30.4
8.97
3.82
23.53
11.16
44.2
8.97
3.18
13.76
8.3
780
42.7
36.44
8
336.6
5 4. 1980
1981
7
72.2
440
3 8. 1981
1982
188
8
.74
2 8 PROMEDIO
. 2
QMAX
2
35.3
248
28.28
7.68
9
28.42
36.24
6.57
2.92
21.39
11.63
526.96
56.60
55.49
.33
870.76
28
29
11
9
25
28
27
27
27
26
26
10
18
14
2 N
9
1 1. 9
134
5 S
9
208.31 10.012
1.789
8.145
7.307
9.589
1.580
0.586
6.866
4.123
4
.39 14.492
21.947
1
321.952
9. 3
104
2 alfa
8
162.48 7.809
1.395
6.353
5.699
7.479
1.232
0.457
5.356
3.216
5
.82 11.304
17.119
5
251.122
2 2. 8
187
3 beta
4
31.72 23.779
6.874
6
18.30 25.136
31.930
5.860
2.660
3
433.21 9.775
5
.85 50.080
45.617
7
725.879
Fuente: Electroperú - Hidroservice. 1985. Estudio Integral para el Aprovechamiento de la cuenca del río Santa. Lima, PE, Se. anexo G. 145 p.
CUADRO N° 4.3 AREA DE LAS CUENCAS Y EL PROMEDIO DE LAS DESCARGAS MAXIMAS INSTANTANEAS ANUALES DE LA CUENCA DEL RIO SANTA QPROM MAX OBS ESTACION
SUBCUENCA
AREA (KM2)
(M3/S)
CONDORCERRO
SANTA
10413
870.76
CHUQUICARA
TABLACHACA
3192
248.33
QUITARACSA
QUITARACSA
383
56.60
LOS CEDROS
LOS CEDROS
112
11.63
COLCAS
226
21.39
BALSA
SANTA
5124
526.96
PARON
PARON
53.3
2.92
LLANGANUCO
LLANGANUCO
89.4
6.57
CHANCOS
QDA. HONDA
210
36.24
QUEROCOCHA
62.7
7.68
PACHACOTO
198
28.28
RECRETA
SANTA
289.5
28.22
MANTA
MANTA
543
55.49
OLLEROS
OLLEROS
175
11.63
QUILLCAY
QUILLCAY
249
28.42
COLCAS
QUEROCOCHA PACHACOTO
4.3
Modelo probabilístico adecuado El modelo probabilístico adecuado como se ha indicado ha sido definido mediante la prueba de bondad de ajuste de chi-cuadrado, cuyos resultados se muestran en el cuadro N 4.4. CUADRO N° 4.4 RESULTADOS DE LA PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE DE CHI-CUADRADO MODELO
ESTACION RECRETA
NORMAL SI
LOG—NORMAL SI
EXPONENCIAL N0
GUMBEL SI
GAMMA NO
PEARSON TIPO III
NO
PACHACOTO
SI
SI
N0
SI
NO
NO
QUEROCOCHA
SI
SI
N0
SI
SI
NO
OLLEROS
SI
SI
N0
SI
SI
SI
QUILLCAY
SI
SI
N0
SI
SI
NO
CHANCOS
SI
SI
N0
SI
SI
SI
LLANGANUCO
N0
N0
N0
SI
SI
SI
PARON
SI
SI
N0
SI
SI
NO
COLCAS
SI
SI
N0
SI
SI
NO
LOS CEDROS
SI
SI
N0
SI
SI
NO
LA BALSA
SI
SI
N0
SI
SI
NO
QUITARACSA
SI
SI
N0
SI
SI
NO
MANTA
SI
SI
N0
SI
SI
NO
CHUQUICARA
SI
SI
N0
SI
SI
NO
CONDORCERRO
SI
SI
N0
SI
SI
NO
Del análisis estadístico de los datos de las descargas máximas instantáneas anuales se asume que el modelo probabilístico adecuado es el modelo Gumbel. Los cálculos respectivos se muestran en el anexo A-1.
4.3.1 Modelo regional para las descargas máximas
a.i.
Estimación de parámetros del modelo de Fuller Siguiendo la metodología descrita los parámetros estimas de la ecuación de Fuller son: (4.1)
76
(4.2) Donde: descarga máxima instantánea anual en para un periodo de retorno de T años. promedio de las descarga máximas instantáneas anuales en área de la cuenca en periodo de retorno en años. La correlación existente entre el caudal promedio de las máximas con el área de la cuenca de muestra en la figura y cuadro siguiente: CUADRO N° 4.5 CAUDALES PROMEDIOS DE LAS MAXIMAS INTANTANTANEAS OBSERVADOS Y ESTIMADAS
SUBCUENC ESTACION A
AREA (KM2)
QPROM MAX OBS
QPROMAX EST
A
CHUQUICARA
TABLACHACA
3192
10188864
1.05774E+21
248.33
248.3
QUITARACSA
QUITARACSA
383
146689
3.1564E+15
56.60
45.5
LOS CEDROS
LOS CEDROS
112
12544
1.97382E+12
11.63
11.7
COLCAS
COLCAS
226
51076
1.33245E+14
21.39
27.8
PARON
PARON
53.3
2840.89
22927845901
2.92
2.5
LLANGANUCO
LLANGANUCO
89.4
7992.36
5.10535E+11
6.57
8.2
CHANCOS
QDA. HONDA
210
44100
8.57661E+13
36.24
25.7
QUEROCOCHA
QUEROCOCHA
62.7
3931.29
60758248385
7.68
4.0
PACHACOTO
PACHACOTO
198
39204
6.02547E+13
28.28
24.1
RECRETA
SANTA
289.5
83810.25
5.88696E+14
28.22
35.5
MANTA
MANTA
543
294849
2.5633E+16
55.49
58.5
OLLEROS
OLLEROS
175
30625
2.87229E+13
11.63
20.9
249
62001
2.3834E+14
28.42
30.7
QUILLCAY
QUILLCAY
El coeficiente de correlación de la ecuación (4.2) es: 0.9953339 para Como la ecuación 4.2 es adecuada. En la siguiente figura se muestran los valores de las descargas máximas instantáneas obtenidas mediante el modelo probabilístico de Gumbel ( y los valores de las descargas máximas instantáneas obtenidas mediante el modelo regional de encontrado que es una modificación del modelo de Fuller (ecuación 4.1) El coeficiente de correlación de las descargas adimensionalizadas y ) es: 0.647366393 para Como la ecuación 4.1 es adecuada.
78
5
DISCUSION
1. Al realizar la prueba de bondad de ajuste de chi –cuadrado se ha encontrado datos
faltantes en algunas estaciones hidrográficas, en estos casos se ha considerado como registro completo, considerando sólo los datos registrados. 2. En el análisis de ajuste de modelos se ha encontrado que el modelo probabilístico
de Gumbel es el modelo adecuado para explicar el comportamiento de las descargas máximas instantáneas adecuadas de la cuenca del río Santa. 3. En el análisis de correlación de los promedios de las descargas máximas
instantáneas anuales con las áreas de las cuencas se ha descartado las cuencas aguas arriba de las estaciones hidrográficas de la Balsa y Condorcerro ubicadas en el cauce del río Santa, porque al considerar estos datos se cometen errores de sobrestimación de descargas. 4. El periodo de retorno considerado como máximo es de 100 años dado que el
modelo
regional
es
adecuado
para
calcular
caudales
de
diseño
para
infraestructuras medianas. 5. Se ha modificado el modelo original de Fuller, agregando un factor de influencia
directa que es el área de la cuenca.
6. El modelo regional encontrado es válido para periodos de retorno hasta de 100
años y áreas de las cuencas comprendidas entre 53 y 3192
6
6.1
CONCLUSIONES Y RECOMENDACIONES
Conclusiones •
El modelo probabilístico de Gumbel es el modelo adecuado para explicar el comportamiento de las descargas máximas instantáneas anuales de la cuenca del río Santa.
•
El modelo regional modificado de Fuller permite hallar las descargas máximas instantáneas anuales en cualquier punto de la cuenca del río Santa, para un periodo de retorno fijado por el proyectista.
•
El modelo regional de Fuller es aplicado para cuencas con área comprendas entre 53 y 3192 y para periodo de retorno de 100 años como máximo.
•
Para estimar las descargas máximas anuales en la cuenca del río Santa es necesario conocer sólo el área de la cuenca y fijar el periodo de retorno de diseño.
6.2
80
Recomendaciones
•
Realizar trabajos relacionados con la obtención de las descargas máximas instantáneas anuales para mayor número de años dado algunas estaciones de aforo siguen registrando datos o que muchos de ellos han funcionado hasta el año 2000.
•
No usar el modelo de Fuller modificado fuera de los rangos indicados del área y del tiempo de retorno. Es decir usar este modelo para áreas cuenca de 53 a 3192 y para periodos de retorno de hasta 100 años como máximo.
7 1.
REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS
Colegio de Ingenieros de Caminos, Canales y Puertos. 1997. Avenida de Proyecto. Madrid, ES. Vol. 4. 138 p.
2.
Crochín, Sviatoslav. 1983. Diseño Hidráulico, EC, 2 ed. S.l. S.e. 429 p.
3.
Electroperú - Hidroservice. 1985. Estudio Integral para el Aprovechamiento de la cuenca del río Santa. Lima, PE, Se. anexo G. 145 p.
4.
Instituto Tecnológico de Costa Rica. Departamento de Ingeniería Agrícola. 1980. Estudios hidrológicos. Cartago, CR, S.e, 531p.
5.
Mejía Marcacuzco, JA. 1999. Análisis de Máximas Avenidas. Universidad Nacional Agraria La Molina. Publidrat. Lima, PE. S.e. 28 p.
6.
Ministerio de Vivienda, Construcción y Saneamiento. Instituto Nacional de Desarrollo.2002. Plan de Gestión de Oferta de Agua en la Cuenca de Gestión Santa. Lima PE, S.e. 2 volúmenes.
7.
Monsalve Sáenz, G. 1995. Hidrología en la Ingeniería. Santa Fé de Bogotá, CO. Tercer Mundo Editores. 358 p.
8.
Pérez Morales, GB y Rodríguez Castro, A. 2009. Hidrología Superficial (en línea). Consultado
20
de
diciembre
2010.
Disponible
en
http://www.fic.umich.mx/~bperez/HIDROLOGIA-SUPERF.pdf. 9.
Servicio Nacional de Meteorologia e hidrologia, Instituto Italo – Latinoamericano y la Universidad Nacional de Ingenieria.1982 Estudio de la Hidrología del Perú. Lima, PE. S.e. Volumen III . 111 p.
10.
Ven, TC; Maidment, DR; Ways, LW. 1994. Hidrología Aplicada. Santa Fé de Bogotá, CO.McGraw-Hill Interamicana. 584 p.
11.
Varas C, E y Bois, P. Hidrología Probabilística. CL. Universidad Católica de Chile. 156 p.
12.
Villón Béjar, M. 2002. Hidrología. Lima, PE. 2ed. Villón. 433 p.
13.
Villón Béjar, M. 2002. Hidrología Estadística. Lima, PE. Villón. 377 p.
82
ANEXO A
CUADRO N A-1 PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE CHI - CUADRADO MODELO PROBABILISTICO NORMAL
α =0.05 G.L. =2.00 Xt2 = 5.99 ESTACION RECRETA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
18.14575382
5
5.8
0.110344828
25.18446908
7
5.8
0.248275862
31.24587574
6
5.8
0.006896552
38.28459101
5
5.8
0.110344828
85.55979172
6
5.8
0.006896552 0.482758621 Se Ajusta
ESTACION PACHACOT O L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
19.85434755
5
5.6
0.064285714
25.74678514
9
5.6
2.064285714
30.82107201
5
5.6
0.064285714
36.71350959
5
5.6
0.064285714
76.2897901
4
5.6
0.457142857 2.714285714 Se Ajusta
ESTACION QUEROCOC HA
84
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.172664089
5
5.8
0.110344828
7.225597459
8
5.8
0.834482759
8.132333575
5
5.8
0.110344828
9.185266946
5
5.8
0.110344828
16.25724451
6
5.8
0.006896552 1.172413793 Se Ajusta
ESTACION OLLEROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
28.53323057
2
2.2
0.018181818
33.32687839
3
2.2
0.290909091
37.45493979
1
2.2
0.654545455
42.24858761
3
2.2
0.290909091
74.4448982
2
2.2
0.018181818 1.272727273 Se Ajusta
ESTACION QUILLCAY L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
22.27223725
2
1.8
0.022222222
26.57274718
2
1.8
0.022222222
30.2761417
2
1.8
0.022222222
34.57665164
1
1.8
0.355555556
63.46082476
2
1.8
0.022222222 0.444444444 Se Ajusta
ESTACION CHANCOS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
28.17127571
4
5
0.2
33.81482287
7
5
0.8
38.67477713
6
5
0.2
44.31832429
4
5
0.2
82.22294386
4
5
0.2 1.6 Se Ajusta
ESTACION LLANGANU CO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
5.2409879
4
5.6
0.457142857
6.170741604
10
5.6
3.457142857
6.971401253
5
5.6
0.064285714
7.901154957
2
5.6
2.314285714
14.14580207
7
5.6
0.35 6.642857143 No Se Ajusta
ESTACION PARON
86
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
2.430711002
7
5.4
0.474074074
2.775322285
4
5.4
0.362962963
3.072085123
6
5.4
0.066666667
3.416696405
5
5.4
0.02962963
5.731261907
5
5.4
0.02962963 0.962962963 Se Ajusta
ESTACION COLCAS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
15.61147675
6
5.4
0.066666667
19.65258677
8
5.4
1.251851852
23.13259842
2
5.4
2.140740741
27.17370843
5
5.4
0.02962963
54.31563418
6
5.4
0.066666667 3.555555556 Se Ajusta
ESTACION LOS CEDROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
8.158605715
4
5.4
0.362962963
10.58543529
8
5.4
1.251851852
12.67530545
6
5.4
0.066666667
15.10213503
4
5.4
0.362962963
31.40182198
5
5.4
0.02962963 2.074074074 Se Ajusta
ESTACION LA BALSA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
351.5584812
5
5.2
0.007692308
474.164793
6
5.2
0.123076923
579.7475147
6
5.2
0.123076923
702.3538265
5
5.2
0.007692308
1525.833365
4
5.2
0.276923077 0.538461538 Se Ajusta
ESTACION QUITARACS A
88
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
44.39897444
6
5.2
0.123076923
52.92853011
3
5.2
0.930769231
60.27377758
6
5.2
0.123076923
68.80333325
6
5.2
0.123076923
126.0916935
5
5.2
0.007692308 1.307692308 Se Ajusta
ESTACION MANTA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
37.01379558
2
2
0
49.93111121
2
2
0
61.05488879
2
2
0
73.97220442
1
2
0.5
160.7307486
3
2
0.5 1 Se Ajusta
ESTACION CHUQUICAR
A L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
135.1781157
5
3.6
0.544444444
214.2757667
3
3.6
0.1
282.3909
4
3.6
0.044444444
361.4885509
3
3.6
0.1
892.7442112
3
3.6
0.1 0.888888889 Se Ajusta
ESTACION CONDORCE RRO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
599.6782599
4
2.8
0.514285714
789.167559
1
2.8
1.157142857
952.3467267
4
2.8
0.514285714
1141.836026
2
2.8
0.228571429
2414.532009
3
2.8
0.014285714 2.428571429 Se Ajusta
90
CUADRO N A-2 PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE CHI - CUADRADO MODELO PROBABILISTICO LOGARITMO NORMAL α =0.05 G.L. =2.00 Xt2 = 5.99 ESTACION RECRETA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
16.62921739
4
5.8
0.55862069
22.35982507
5
5.8
0.110344828
28.85424176
8
5.8
0.834482759
38.79772469
6
5.8
0.006896552
283.4779101
6
5.8
0.006896552 1.517241379 Se Ajusta
ESTACION PACHACOT
O L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
20.48496589
5
5.6
0.064285714
24.74325805
8
5.6
1.028571429
29.11320494
6
5.6
0.028571429
35.16508383
4
5.6
0.457142857
125.0276732
5
5.6
0.064285714 1.642857143 Se Ajusta
ESTACION QUEROCOC HA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.057925569
5
5.8
0.110344828
7.009948501
8
5.8
0.834482759
7.948845381
2
5.8
2.489655172
9.198032581
8
5.8
0.834482759
24.51641195
6
5.8
0.006896552 4.275862069 Se Ajusta
ESTACION OLLEROS
92
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
28.46292248
2
2.2
0.018181818
32.59261832
3
2.2
0.290909091
36.62597992
1
2.2
0.654545455
41.94005674
2
2.2
0.018181818
104.1893923
3
2.2
0.290909091 1.272727273 Se Ajusta
ESTACION QUILLCAY L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
21.9014535
2
1.8
0.022222222
25.70660916
0
1.8
1.8
29.50915457
3
1.8
0.8
34.63607123
2
1.8
0.022222222
101.5791876
2
1.8
0.022222222 2.666666667 Se Ajusta
ESTACION CHANCOS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
28.25677894
4
5
0.2
32.88072329
6
5
0.2
37.46461742
7
5
0.8
43.5953341
2
5
1.8
120.6447076
6
5
0.2 3.2 Se Ajusta
ESTACION LLANGANU CO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
5.23571688
4
5.6
0.457142857
6.020803232
10
5.6
3.457142857
6.790592689
5
5.6
0.064285714
7.80882988
2
5.6
2.314285714
19.95854057
7
5.6
0.35 6.642857143 No Se Ajusta
ESTACION PARON L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
2.422730781
7
5.4
0.474074074
2.72597022
2
5.4
2.140740741
3.017351088
7
5.4
0.474074074
3.39501577
6
5.4
0.066666667
7.496030064
5
5.4
0.02962963 3.185185185 Se Ajusta
94
ESTACION COLCAS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
15.64742701
6
5.4
0.066666667
18.82898476
7
5.4
0.474074074
22.08257701
1
5.4
3.585185185
26.57258
7
5.4
0.474074074
92.11468731
6
5.4
0.066666667 4.666666667 Se Ajusta
ESTACION LOS CEDROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
8.094091448
4
5.4
0.362962963
9.995709828
6
5.4
0.066666667
11.98765989
7
5.4
0.474074074
14.80402965
4
5.4
0.362962963
61.08194672
6
5.4
0.066666667 1.333333333 Se Ajusta
ESTACION LA BALSA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
341.5325709
5
5.2
0.007692308
437.350187
5
5.2
0.007692308
541.1462654
4
5.2
0.276923077
692.9658854
7
5.2
0.623076923
3647.875736
5
5.2
0.007692308 0.923076923 Se Ajusta
ESTACION QUITARACS A L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
43.5409909
6
5.2
0.123076923
51.08054458
3
5.2
0.930769231
58.61147461
3
5.2
0.930769231
68.76063175
9
5.2
2.776923077
200.9899331
5
5.2
0.007692308 4.769230769 Se Ajusta
96
ESTACION MANTA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
34.2698971
1
2
0.5
45.18563668
3
2
0.5
57.33425026
1
2
0.5
75.5965095
4
2
2
484.2442918
1
2
0.5 4 Se Ajusta
ESTACION CHUQUICAR A L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
136.6247091
5
3.6
0.544444444
188.5037137
2
3.6
0.711111111
248.7144257
2
3.6
0.711111111
343.1560309
6
3.6
1.6
2981.185806
3
3.6
0.1 3.666666667 Se Ajusta
ESTACION CONDORCE RRO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
556.6748454
3
2.8
0.014285714
720.2086267
1
2.8
1.157142857
899.0503313
2
2.8
0.228571429
1163.163397
5
2.8
1.728571429
6560.261478
3
2.8
0.014285714 3.142857143 Se Ajusta
CUADRO N A-3 PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE CHI - CUADRADO MODELO PROBABILISTICO EXPONENCIAL α =0.05 G.L. =3.00 Xt2 = 7.82
98
ESTACION RECRETA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.296033773
1
5.8
3.972413793
14.41303305
3
5.8
1.351724138
25.85330098
10
5.8
3.04137931
45.41056819
13
5.8
8.937931034
324.839177
2
5.8
2.489655172 19.79310345 No Se Ajusta
ESTACION PACHACOT O L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.311376267
0
5.6
5.6
14.44815546
0
5.6
5.6
25.91630161
14
5.6
12.6
45.52122696
12
5.6
7.314285714
325.6307615
2
5.6
2.314285714 33.42857143 No Se Ajusta
ESTACION QUEROCOC HA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
1.713511636
0
5.8
5.8
3.92261235
0
5.8
5.8
7.036164934
13
5.8
8.937931034
12.35881823
16
5.8
17.93793103
88.40735765
0
5.8
5.8 44.27586207 No Se Ajusta
ESTACION OLLEROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
7.897253139
0
2.2
2.2
18.07858321
0
2.2
2.2
32.42836199
5
2.2
3.563636364
56.95947085
6
2.2
6.563636364
407.4528985
0
2.2
2.2 16.72727273 No Se Ajusta
ESTACION QUILLCAY L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.342731477
0
1.8
1.8
14.51993456
0
1.8
1.8
26.045055
3
1.8
0.8
45.74737853
6
1.8
9.8
327.2485103
0
1.8
1.8 16 No Se Ajusta
100
ESTACION CHANCOS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
8.087793389
0
5
5
18.51477257
0
5
5
33.21077432
10
5
5
58.33375525
14
5
16.2
417.2836809
1
5
3.2 34.4 No Se Ajusta
ESTACION LLANGANU CO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
1.466292215
0
5.6
5.6
3.356671661
0
5.6
5.6
6.021011848
14
5.6
12.6
10.57573148
14
5.6
12.6
75.65225558
0
5.6
5.6 42 No Se Ajusta
ESTACION PARON L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
0.652405627
0
5.4
5.4
1.493502768
0
5.4
5.4
2.678962606
9
5.4
2.4
4.705519585
18
5.4
29.4
33.66038282
0
5.4
5.4 48 No Se Ajusta
ESTACION COLCAS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
4.773619083
0
5.4
5.4
10.92788446
0
5.4
5.4
19.60183432
14
5.4
13.6962963
34.43004956
12
5.4
8.066666667
246.291324
1
5.4
3.585185185 36.14814815 No Se Ajusta
ESTACION
102
LOS CEDROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
2.595242148
0
5.4
5.4
5.941091199
2
5.4
2.140740741
10.65680058
10
5.4
3.918518519
18.71835901
13
5.4
10.6962963
133.8995872
2
5.4
2.140740741 24.2962963 No Se Ajusta
ESTACION LA BALSA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
117.5868676
0
5.2
5.2
269.182706
3
5.2
0.930769231
482.8450399
8
5.2
1.507692308
848.1032122
14
5.2
14.89230769
6066.806923
1
5.2
3.392307692 25.92307692 No Se Ajusta
ESTACION QUITARACS A L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
12.63018248
0
5.2
5.2
28.91331972
0
5.2
5.2
51.86311268
9
5.2
2.776923077
91.09604289
17
5.2
26.77692308
651.6448655
0
5.2
5.2 45.15384615 No Se Ajusta
ESTACION MANTA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
12.38290509
0
2
2
28.34724634
1
2
0.5
50.84772158
3
2
0.5
89.31253807
5
2
4.5
638.8867728
1
2
0.5 8 No Se Ajusta
ESTACION CHUQUICAR A L.C.S.
104
F.O.
F.E.
Xc2
55.41398191
0
3.6
3.6
126.8550299
5
3.6
0.544444444
227.5455317
3
3.6
0.1
399.6770816
8
3.6
5.377777778
2859.043157
2
3.6
0.711111111 10.33333333 No Se Ajusta
ESTACION CONDORCE RRO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
194.3038412
0
2.8
2.8
444.8050606
2
2.8
0.228571429
797.8666997
3
2.8
0.014285714
1401.429558
9
2.8
13.72857143
10024.96208
0
2.8
2.8 19.57142857 No Se Ajusta
CUADRO N A-4 PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE CHI - CUADRADO MODELO PROBABILISTICO GAMMA α =0.05 G.L. =2.00 Xt2 = 5.99 ESTACION RECRETA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
25.71429088
6
5.8
0.006896552
26.22842391
7
5.8
0.248275862
26.8496643
1
5.8
3.972413793
32.94806783
5
5.8
0.110344828
105.9328207
10
5.8
3.04137931 7.379310345 No Se Ajusta
ESTACION PACHACOT O L.C.S.
106
F.O.
F.E.
Xc2
20.90905641
5
5.6
0.064285714
22.10683507
2
5.6
2.314285714
23.03435821
1
5.6
3.778571429
30.12185304
11
5.6
5.207142857
92.14193759
9
5.6
2.064285714 13.42857143 No Se Ajusta
ESTACION QUEROCOC HA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
5.952802895
5
5.8
0.110344828
6.918740503
7
5.8
0.248275862
7.826806082
3
5.8
1.351724138
8.971805236
7
5.8
0.248275862
17.70067032
7
5.8
0.248275862 2.206896552 Se Ajusta
ESTACION OLLEROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
26.58961168
2
2.2
0.018181818
31.03916332
2
2.2
0.018181818
35.23135177
2
2.2
0.018181818
40.51776158
2
2.2
0.018181818
80.50755355
3
2.2
0.290909091
0.363636364 Se Ajusta
ESTACION QUILLCAY L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
21.88841378
2
1.8
0.022222222
25.75760562
0
1.8
1.8
29.42944571
3
1.8
0.8
34.10089783
2
1.8
0.022222222
70.70180301
2
1.8
0.022222222 2.666666667 Se Ajusta
ESTACION CHANCOS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
27.21315742
3
5
0.8
32.30551671
7
5
0.8
37.15047832
6
5
0.2
43.32665172
3
5
0.8
91.96629311
6
5
0.2 2.8 Se Ajusta
ESTACION LLANGANU CO
108
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
5.091514867
4
5.6
0.457142857
5.939004658
9
5.6
2.064285714
6.7378552
5
5.6
0.064285714
7.747831772
3
5.6
1.207142857
15.5144643
7
5.6
0.35 4.142857143 Se Ajusta
ESTACION PARON L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
2.313463073
3
5.4
1.066666667
2.637828711
6
5.4
0.066666667
2.939383882
6
5.4
0.066666667
3.315374601
6
5.4
0.066666667
6.074063894
6
5.4
0.066666667 1.333333333 Se Ajusta
ESTACION COLCAS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
13.71825423
2
5.4
2.140740741
17.36771032
8
5.4
1.251851852
20.93679746
4
5.4
0.362962963
25.5655353
5
5.4
0.02962963
63.41970824
8
5.4
1.251851852 5.037037037 Se Ajusta
ESTACION LOS CEDROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.435702455
2
5.4
2.140740741
8.623759406
5
5.4
0.02962963
10.84745019
5
5.4
0.02962963
13.73894199
8
5.4
1.251851852
37.66283465
7
5.4
0.474074074 3.925925926 Se Ajusta
ESTACION LA BALSA
110
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
310.3071814
4
5.2
0.276923077
416.6999581
5
5.2
0.007692308
523.1480643
2
5.2
1.969230769
664.4285897
9
5.2
2.776923077
1906.035619
6
5.2
0.123076923 5.153846154 Se Ajusta
ESTACION QUITARACS A L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
43.17981873
6
5.2
0.123076923
50.8950723
3
5.2
0.930769231
58.21091102
3
5.2
0.930769231
67.51026265
9
5.2
2.776923077
140.1707646
5
5.2
0.007692308 4.769230769 Se Ajusta
ESTACION MANTA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
32.64508128
1
2
0.5
43.83368788
3
2
0.5
55.03491312
1
2
0.5
69.90871242
2
2
0
200.7225357
3
2
0.5 2 Se Ajusta
ESTACION CHUQUICAR A L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
93.59187717
1
3.6
1.877777778
160.4650245
4
3.6
0.044444444
231.0088766
4
3.6
0.044444444
327.526576
5
3.6
0.544444444
1262.252941
4
3.6
0.044444444 2.555555556 Se Ajusta
ESTACION CONDORCE RRO
112
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
551.8977352
3
2.8
0.014285714
716.3326957
1
2.8
1.157142857
879.2314664
1
2.8
1.157142857
1094.091602
4
2.8
0.514285714
2952.45035
5
2.8
1.728571429
4.571428571 Se Ajusta
CUADRO N A-5 PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE CHI - CUADRADO MODELO PROBABILISTICO PEARSON III α =0.05 G.L. =1.00 Xt2 = 3.84 ESTACION RECRETA
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
16.30623397
4
5.8
0.55862069
23.20646626
7
5.8
0.248275862
35.40964108
9
5.8
1.765517241
36.69763508
0
5.8
5.8
90.15304202
9
5.8
1.765517241 10.13793103 No Se Ajusta
ESTACION PACHACOT O L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
18.69178554
5
5.6
0.064285714
22.98386249
2
5.6
2.314285714
27.78377281
12
5.6
7.314285714
34.81680663
3
5.6
1.207142857
113.340605
6
5.6
0.028571429 10.92857143 No Se Ajusta
ESTACION QUEROCOC HA L.C.S.
114
F.O.
F.E.
Xc2
ESTACION OLLEROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
27.704428
2
2.2
0.018181818
32.48548324
3
2.2
0.290909091
36.31659651
1
2.2
0.654545455
41.44118777
2
2.2
0.018181818
78.60842087
3
2.2
0.290909091 1.272727273 Se Ajusta
ESTACION QUILLCAY L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
ESTACION CHANCOS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
27.23611025
3
5
0.8
32.00690742
6
5
0.2
36.79625233
6
5
0.2
43.19221486
4
5
0.2
115.5531298
6
5
0.2 1.6 Se Ajusta
ESTACION LLANGANU CO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
4.939519092
4
5.6
0.457142857
5.788900692
4
5.6
0.457142857
6.597255743
9
5.6
2.064285714
7.626441032
4
5.6
0.457142857
15.66807099
7
5.6
0.35 3.785714286 Se Ajusta
ESTACION PARON
116
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
1.961508937
1
5.4
3.585185185
1.997789196
0
5.4
5.4
2.114513401
0
5.4
5.4
2.4151863
6
5.4
0.066666667
6.089197538
20
5.4
39.47407407 53.92592593 No Se Ajusta
ESTACION COLCAS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
13.55742029
1
5.4
3.585185185
17.15763652
8
5.4
1.251851852
20.74042862
5
5.4
0.02962963
25.44450185
5
5.4
0.02962963
65.15324932
8
5.4
1.251851852 6.148148148 No Se Ajusta
ESTACION LOS CEDROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
8.023154413
4
5.4
0.362962963
10.11900604
7
5.4
0.474074074
12.16983185
7
5.4
0.474074074
14.85016903
1
5.4
3.585185185
37.47508417
8
5.4
1.251851852 6.148148148 No Se Ajusta
ESTACION LA BALSA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
301.5784343
4
5.2
0.276923077
412.4213299
5
5.2
0.007692308
519.9321215
2
5.2
1.969230769
658.776283
9
5.2
2.776923077
1784.198932
6
5.2
0.123076923 5.153846154 No Se Ajusta
ESTACION QUITARACS A L.C.S.
118
F.O.
F.E.
Xc2
ESTACION MANTA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
83.77841678
0
3.6
3.6
ESTACION CHUQUICAR A
152.0414622
5
3.6
0.544444444
224.7637133
3
3.6
0.1
323.1265633
6
3.6
1.6
1254.540422
4
3.6
0.044444444 5.888888889 No Se Ajusta
ESTACION CONDORCE RRO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
391.3246398
1
2.8
1.157142857
1081.288791
8
2.8
9.657142857
1104.894126
0
2.8
2.800000000
1257.563752
3
2.8
0.014285714
1525.245715
2
2.8
0.228571429 13.85714286 No Se Ajusta
120
CUADRO N A-6
PRUEBA DE BONDAD DE AJUSTE CHI - CUADRADO MODELO PROBABILISTICO DE GUMBEL α = 0.05 G.L. = 2.00 Xt2 =
5.99
ESTACION RECRETA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
18.39444944
5
5.8
0.110344828
23.64904227
7
5.8
0.248275862
29.09951498
6
5.8
0.006896552
36.82518749
2
5.8
2.489655172
130.2274989
9
5.8
1.765517241 4.620689655 Se Ajusta
ESTACION PACHACO TO
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
20.06254228
5
5.6
0.064285714
24.46140757
8
5.6
1.028571429
29.02425307
6
5.6
0.028571429
35.49177468
4
5.6
0.457142857
113.6832159
5
5.6
0.064285714 1.642857143 Se Ajusta
ESTACION QUEROCO CHA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
6.209866889
5
5.8
0.110344828
6.995910354
8
5.8
0.834482759
7.811255823
2
5.8
2.489655172
8.966952295
6
5.8
0.006896552
22.93916268
8
5.8
0.834482759 4.275862069 Se Ajusta
ESTACION OLLEROS
122
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
28.70260228
2
2.2
0.018181818
32.28119105
3
2.2
0.290909091
35.9931819
1
2.2
0.654545455
41.25467519
2
2.2
0.018181818
104.865401
3
2.2
0.290909091 1.272727273 Se Ajusta
ESTACION QUILLCAY L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
22.42418515
2
1.8
0.022222222
25.63463305
0
1.8
1.8
28.96475952
2
1.8
0.022222222
33.68498617
3
1.8
0.8
90.75187307
2
1.8
0.022222222 2.666666667 Se Ajusta
ESTACION CHANCOS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
28.37067651
4
5
0.2
32.58373831
6
5
0.2
36.95385396
5
5
0
43.14819419
4
5
0.2
118.0369102
6
5
0.2 0.8 Se Ajusta
ESTACION LLANGAN UCO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
5.273838451
4
5.6
0.457142857
5.967924937
9
5.6
2.064285714
6.687885469
5
5.6
0.064285714
7.708380313
3
5.6
1.207142857
20.04602173
7
5.6
0.35 4.142857143 Se Ajusta
ESTACION PARON L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
2.442886991
7
5.4
0.474074074
2.700148708
2
5.4
2.140740741
2.967000586
7
5.4
0.474074074
3.345244883
5
5.4
0.02962963
7.918166088
6
5.4
0.066666667 3.185185185 Se Ajusta
ESTACION COLCAS
124
L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
15.75425939
7
5.4
0.474074074
18.77105818
6
5.4
0.066666667
21.90031672
1
5.4
3.585185185
26.33582681
6
5.4
0.066666667
79.96052987
7
5.4
0.474074074 4.666666667 Se Ajusta
ESTACION LOS CEDROS L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
8.244351744
4
5.4
0.362962963
10.05604618
7
5.4
0.474074074
11.93527668
6
5.4
0.066666667
14.59895746
4
5.4
0.362962963
46.80248942
6
5.4
0.066666667 1.333333333 Se Ajusta
ESTACION LA BALSA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
355.8904724
5
5.2
0.007692308
447.4194265
5
5.2
0.007692308
542.3603826
4
5.2
0.276923077
676.9326983
6
5.2
0.123076923
2303.89337
6
5.2
0.123076923 0.538461538 Se Ajusta
ESTACION QUITARAC SA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
44.70034523
6
5.2
0.123076923
51.06789106
3
5.2
0.930769231
57.67280525
3
5.2
0.930769231
67.03481966
9
5.2
2.776923077
180.2202782
5
5.2
0.007692308 4.769230769 Se Ajusta
ESTACION MANTA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
37.47019702
2
2
0
47.11332528
2
2
0
57.11592856
1
2
0.5
71.29393499
2
2
0
242.7040705
3
2
0.5 1 Se Ajusta
126
ESTACION CHUQUICA RA L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
137.9728359
5
3.6
0.544444444
197.0213886
3
3.6
0.1
258.271144
1
3.6
1.877777778
345.0884856
6
3.6
1.6
1394.69813
3
3.6
0.1 4.222222222 Se Ajusta
ESTACION CONDORC ERRO L.C.S.
F.O.
F.E.
Xc2
606.3733964
4
2.8
0.514285714
747.8323237
1
2.8
1.157142857
894.5645347
1
2.8
1.157142857
1102.547414
3
2.8
0.014285714
3617.031642
5
2.8
1.728571429 4.571428571 Se Ajusta