— 9
Х, 
5к
46- 9=46 сн/сут 
д6 
9=%6 см/сут
д5 - 
03 
|-
д2 |- 
02 
|-
07 Г 
01 -
0 
0
04 - 
04 -- 9=64, # см/ут
04 Г 
04 -
02 Г 
02 -
0/ 
° 
! 
|- 
ю
0 
х 
0
04 
Я = 65 7см/бут 
[© 
де|- 9=71* ст/сут
05 
08 -
0,2|- 
д2° 
Й
— 2
61 Г 
41 Г --- 5
! 
} 
} 
|
0 
/ 
2 
т 
0 
/ 
2 
т
Рис. 37. Выходные кривые No * и Ме?** при движении смесей хлоридов натрия, каль-
ция и магния через почвенные колонки
1 — экспериментальные данные (бипв-Но 1.а1, ЛиттаК, 1972); 2 — расчет по более
адекватной модели (с кинетикой внутрипочвенного массообмена при малых скоро-
стях а и без кинетики при больших @а); 3 — рвсчет по модели без кинетики с истин-
ными значениями коэффициентов селективности обмена Са-МNo и Мр-МNoа
адекватной модели с кинетикой они малы и положительны, что обычно
характерно для изотопного обмена.
Итак, применяя менее адекватную модель, мы получаем неверные зна-
чения параметров массообмена раствор—твердая фаза. Значит ли это, что,
включив в ту же менее адекватную модель верные значения этих параметров,
мы получим ббльшую погрешность расчета миграции? Это можно оценить,
проведя вычислительный эксперимент. Результаты таких экспериментов
показаны на рис. 37—39 для обсуждавшихся выше опытов. Погрешность
выражается в некотором запаздывании фронтов возрастания концентраций
в фильтрате и в изменении формы выходной кривой. Такая погрешность
может быть приемлема, если разброс опытных данных в связи с естесствен-
ным варьированием будет превосходить ее. Эти результаты подтверждают
целесообразность 
построения 
серий 
последовательно 
усложняющихся
комплексных моделей. Примеры построения таких серий для сложных не-
линейных изотерм катионного обмена, типичных, как это следует из содер-
150