Диссертация (1104382), страница 5

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 5)

рис. 1.3). Причём, самые мощные землетрясения ПамироГиндукушской зоны (вплоть до 17-го энергетического класса или домагнитуды М=7.2) приурочены к глубинам 200–350 км [Шозиёев и др., 2011,2016].ВпроекциинаповерхностьЗемли,эпицентральнаязонаглубокофокусных землетрясений Памиро-Гиндукуша представляет собой24полосу шириной около 100 км и протяженностью около 600 км.Приведенные здесь общие сведения о пространственном распределенииглубоких мантийных землетрясений Памиро-Гиндукуша согласуются срезультатами исследований этой зоны, выполненными в [Лукк, Нерсесов,1970].Рис.1.2.Пространственноераспределениекоровыхимантийныхземлетрясений на территории Таджикистана (K10) за 1962–2008 гг.

поданным CКЗТ. Синим цветом обозначены эпицентры коровых (h<70 км)землетрясений а красными – эпицентры мантийных глубокофокусныхземлетрясений Памиро-Гиндукуша (h70 км) [Шозиёев и др., 2016].Болеедетальныйанализраспределения(ванализвключеныземлетрясения с магнитудой 3 и выше) гипоцентров выполнен по даннымусреднения по глубинам с дискретностью 1 км для глубин в пределах до 5 кми 50 км - для больших глубин.25Обнаружено, что гипоцентры землетрясений Таджикской Депрессии иТянь-Шаня располагаются в земной коре на глубинах 0-35 км, и ихраспределениеноситгорбообразныйхарактер.Дляпервойзоныподавляющее число гипоцентров землетрясений располагается на глубинах5-10 км, для второй – 10-25 км (Рис.1.3.б).

При этом форма распределениягипоцентров Таджикской Депрессии явно асимметрична, а Южного ТяньШаня – близка к симметричной.Рис 1.3. Распределение числа землетрясений по глубине по данным каталогаСКЗТ (а). Вариации сейсмической активности на разных глубинах дляТаджикской Депрессии и Южного Тянь-Шаня (б). Вариации сейсмическойактивности на разных глубинах Памира и Гиндукуша (в). Последние дварисунка построены для ощутимых землетрясений [Шозиёев и др., 2011,2016].26Вариации сейсмической активности на разных глубинах показаны на(Рис.1.3, в). Предельная глубина гипоцентров для Памира - 240 км, а дляГиндукуша - 280 км.

Особенность распределения очагов землетрясенийГиндукушской зоны состоит в том, что это распределение имеет двамаксимума, т.е. распределение «двугорбое» - максимум распределенияочагов по ощутимым землетрясениям также соответствует интерваламглубин 80-100 км и 200-210 км.

В распределении гипоцентров Памиранаблюдаются два перерыва: гипоцентров нет на глубинах от 45 до 75 км и от210 до 230 км. Неоднородность распределения гипоцентров по глубинеподтверждает неоднородность геологического строения района исследованияпо глубинe[Шозиёев, 2017 ].Выводы по главе 1.ТерриторияРеспубликиТаджикистанрасполагаетсявобластисочленения трех тектонических мегаблоков Евриазии: Туранской плиты ссевера и с запада, Таримской платформы с востока и Индийской платформыс юга.По распределению сейсмичности в промежуточном слое подкоровыхземлетресений для территории Таджикистана и за её пределами четковыделены следующие подзоны: Гиндукушская, Хорогская и Мургабская.ВариациисейсмическойактивностинаразныхглубинахдляТаджикской Депрессии и Южного Тянь-Шаня, Памира и Гиндукуша имеютразличный характер.Результаты сейсмогеофизических и GPS исследований, выполненные всейсмически активных районах на территории Таджикистана за последниегоды,свидетельствуютовзаимосвязиивзаимообусловленностисейсмогеофизических процессов на глобальном, региональном и локальномуровнях (см., например, [Ischuk et al., 2013; Каримов, Шозиёев, 2017]).27Глава 2.

Сводный каталог землетрясений Таджикистана и егопредставительностьОдной из важнейших составляющих при анализе сейсмическойактивности является контроль однородности набора зарегистрированныхсейсмическихсобытий.Представительнаямагнитудакаталога,определяющая какие события регистрируются сетью без пропусков,изменяется во времени и пространстве в силу изменения плотностисейсмических наблюдений и модификации аппаратурного оснащения.ДетальноеизучениепредставительностисейсмическогокаталогаТаджикистана помимо решения чисто сейсмологической задачи контроля егооднородности позволяет проследить историю развития сейсмологическихисследований в Таджикистане. Это определило основную задачу настоящегоисследования в данной главе.

Например, для решения этого вопросанеобходимы следующие сведения: о числе и расположении сейсмическихстанций, как на территории Таджикистана, так и вблизи ее границ,наблюдения,которыеземлетрясенийиспользовалисьисследуемойрегистрирующейаппаратуры;притерритории;иорадиусахобработкеэпицентровсреднихувеличенияхувереннойрегистрацииземлетрясений определенного энергетического класса К (по шкале Раутиан) взависимости от типа сейсмографов и их увеличений [Михайлова и др., 1976].2.1. Оценка представительной магнитудыОценки представительной магнитуды основываются на определениистепенной формы распределения землетрясений по энергиям [Писаренко,1989; Садовский, Писаренко, 1991; Смирнов, 2009]. Вопрос о формулировкепредставительноймагнитудыстатистическимиметодамисводитсякрешению вопроса о соответствии степенному распределению наблюдаемогораспределения землетрясений по энергиям, что, в принципе, позволяетавтоматизировать процедуру анализа, задав лишь уровень значимости дляпроверки соответствующих гипотез.28Оценка представительной магнитуды основана на степенной формераспределения землетрясений по энергиям.

Это приводит к вопросу остатистическомпоискепредставительноймагнитудыисводитсяксоответствию наблюдаемого степенному энергетическому распределению.Автоматизация процедуры анализа упрощается, если задать уровеньзначимости для проверки соответствующих гипотез.2.1.1. Оценка максимального правдоподобия для параметров законаповторяемостиСогласно [Писаренко, 1989; Садовский, Писаренко, 1990; Смирнов,2009] закон повторяемости описан следующим образом:lg N j  lg A  bjM , j  0,..., n ;гдеNj-числоземлетрясений~~[M  M ( j  1/ 2), M  M ( j  1/ 2)],смагнитудойпроизошедших за времяTизинтервалав объемеV~; M -магнитуда, отвечающая начало отсчета при построении гистограммы.

В этомслучае ОМП Â и b̂ для параметровAиbнаходятся из системы уравнений Q0  Aˆ  (bˆ)  0M ln10Q1   ' (bˆ)  0(2.1)где введены следующие обозначения:nnnj 0j 0j 0Q0   N j , Q1   jN j ,  (b)  10 jbMи, соответственно,n '  M ln10 j10 jbM ,j 0n ' '  (M ln10) 2  j 210 jbM .j 0В формулу (2.1) входят данные каталога только в виде двух статистик: Q0 b M(полное число землетрясений) и Q1 . Если обозначить x  10, то29и еепроизводные будут в виде многочлена от x , а второе уравнение системы (2.1)перейдет в полиномиальное уравнение для x (в уравнение правдоподобия):nj 0Q1  jx  0 .0   j  Q(2.2)Единственность решение уравненияx̂в интервале0  xˆ  1выполняется приусловиях N r  Q0 и Q1  (r  n / 2)Q0 (первое условие означает, что все событияне попали в единственную ячейку гистограммы, второе исключает случайb  0 ).Это решение легко отыскивается стандартными численными методами.Оно дает оценкуbˆ   lg xˆ / M.

Подставляя теперь эту оценку в первоеуравнение (2.1), получим Aˆ  Q0 /  (bˆ) . При необходимости величина Â можетбыть нормирована на интервал времениTи объем пространства V .Корреляционная матрица оценок b̂ и Â имеет вид:B1  A ' ' (b)   ' (b) ,det B    ' (b)  (b) / A где det B   (b) ' ' (b)  ( (b))2 . Далее получаем выражения для дисперсий иковариации оценок b̂ и Â (оценки b̂ и Â не являются независимыми):VarAˆ Varbˆ A ' ' (b);det B (b)A det BCov( Aˆ , bˆ)  ; ' (b)det B.2.1.2.

Проверка прямолинейности графика повторяемостиДля проверки прямолинейности, авторы метода [Писаренко, 1989;Садовский, Писаренко, 1990], обозначают гипотезу линейности графиказакона повторяемости черезH1 , а альтернативную, конкурирующуюгипотезу – через H 2 . В качестве меры отклонения гипотезы H 2 от гипотезыH1 используется усредненная информация от одного наблюдения в пользугипотезы H 2 против гипотезы H1 :30npIˆ   p j ln j ,jj 0гдеp j  N j / Q0- наблюденные частоты попадания значений магнитуд в j-юячейку;  j  x j /  (bˆ) - частоты, отвечающие закону Гутенберга-Рихтера спараметром b̂ .

При Iˆ  0 и равенство нулю достигается только при полномсовпадении гипотез H1 и H 2 . Статистика Iˆ имеет систематическоесмещение, устранив которое, получим окончательную меру расхождениягипотез H1 и H 2 :n 1I  Iˆ .2Q0Асимптотическая дисперсия величиныVarI оценивается как2I n  1.Q0 2Q02Используяэтивыражения,справедливость гипотезыгипотезыII 0I 0проверяемстандартнымобразом(линейный график повторяемости) противна выбранном уровне значимости  .Уровень значимости выбирается с учетом объема имеющихсястатистических данных. Степень значимости отклонения I от нуля зависитот степени расхождения гипотез H1 и H 2 , а также и погрешности оценкигистограммыQ0Nj ,которая зависит от соотношения полного числа событийи детализации величины n .

Характеристики

Список файлов диссертации