Файл: Вопросы природных ресурсов сборник трудов..pdf

Из сравнения данных таблицы 2 и 3 видно, что в тех слу­ чаях, когда в эмпирическом распределении появляются груп­

ответствия ему составляет менее 0,1%. Столь малые значе­ ния q1 наблюдаются в трех случаях из шести, причем па Клязьме и Истре появление длинных групп повышенной вод­ ности может быть объяснено регулирующим воздействием водохранилищ (четыре из пяти длинных групп на Истре и Клязьме относится к многоводной категории). Затяжные ма­ ловодья наблюдались всего дважды (1935—1943 гг. на р. Мо­ скве и 1920—1925 гг. на р. Клязьме). По поводу маловодья 1935-43 гг. Н. С. Шарашкипа (7) пишет, что, по-видимому, это уникальное явление и в водохозяйственных расчетах его следует учитывать с большой осторожностью. В остальных трех случаях — на р. р. Ока, Пахра и Воря значения q1 ле-' жнт в пределах от 0,07 до 0,01. Во всех этих случаях в сум­ марном эмпирическом распределении рядов группы длиннее 5 лет не наблюдались, что существенно снизило вычислен­ ный критерий согласия. Таким образом, только в одном слу­ чае из шести, применительно к р. Воре, можно с достаточной уверенностью сказать, что распределение ее стока по груп­ пам лет сходной водности приближается к биноминальному закону (вероятность соответствия эмпирического распределе­ ния биноминальному закону составляет около 7%). На р.р. Ока и Пахра вычисленный уровень значимости состав­ ляет 0,001-и 0,028, т. е. лежит у нижнего предела обычно­

97-

7

принимаемых .его значений, и вероятность соответствия эм­ пирического распределения биноминальному закону распре­ деления составляет !■—3%. При отсутствии в эмпирическом распределении групп, продолжительностью более пяти лет,, можно наметить тенденцию к снижению величины 50|ШМ одновременно с уменьшением площади бассейна (по данным рек Оки, Пахры и Бори). Однако поскольку в исследуемом случае продолжительность ряда наблюдении убывает в том. же направлении, что и площадь бассейна реки (она состав­ ляет 49 лет для Оки, 42 г. для Пахры п 33 года для Бори) остается неясным, что именно повышает элемент случайно­ сти в распределении — уменьшение площади бассейна или сокращение ряда наблюдений за стоком. В этом случае мож­ но воспользоваться видоизмененной формулой критерия X2 ». позволяющей установить степень однородности распределе­ ния (5):

считать распределение стока па Оке, Пахре и Воре статисти- чески-однородным. В таком случае правомерно исследование

1 до 5 лет. Однако критерий Пирсона, вычисленный по фор­ муле (7) для объединенного ряда, дал очень низкий уровень значимости — менее 0,001. Значит, с увеличением длины ря­ да методом объединения статйстически-однородных рядов,, элемент случайности в распределении существенно умень­ шается и рост элемента случайности в распределении стока на Оке, Пахре и Воре может быть объяснен уменьшением площади бассейна реки.

Таким образом, применения критерия Пирсона Х~ для проверки соответствия эмпирического распределения бино­ минальному закону показало, что при отсутствии в рядах налбюдешш групп с продолжительностью 6 и более лет распределение приближается к биноминальному тем значи-

98

тельнее, чем меньше площадь бассейна реки. Однако вопрос о вероятности возникновения длинных групп лет сходной; водности остается открытым, поскольку все исследованные ряды наблюдении охватывают сравнительно короткий in-ре­ зок времени — е 1920 по 1970 гг. и группы с малой вероятно­ стью возникновения могли в него просто не попасть. Наибо­

В исследованных рядах это маловодье отчетливо, прослежи­ вается только на р. Москве.

Возникает вопрос, каким образом столь значительное ма­ ловодье в качестве единого периода лет по существу выпа­ дает из рассмотрения? Анализируя ряды наблюдений за сто­ ком, рек, не имеющих водохранилищ легко установить сле­ дующее:

1. На Оке период с 1935 по 1945 г. состоит из трех мало-' водных групп — единичного 1935 ,и двух трехлетий 1938—

1941—1942 гг. со средними модульными коэффициентами со­ ответственно равными 1,01 и 1,10, т. е. очень незначительно превышающими среднее значение. Средний же модульный коэффициент стока за период 1935-45 гг. составляет 0,8, при­ чем водность 1943 г. соответствует всего лишь 95% обеспе­ ченности стока, а 1944 г. — 90%. Таким образом, с водохо­ зяйственной точки зрения период 1935-45 г. является единым

иочень тяжелым маловодным периодом.

2.На Пахре период 1935—1941 г. также включает в себя только два года с водностью, лишь незначительно выше средней: 1936 г. и 1939 гг. имеют модульный коэффициент 1,08. Водность 1940 г. соответствует 95% обеспеченности сто­ ка, а 1938 и 1940 г.— 90%; средний модульный коэффициент периода составляет 0,86.

3.На Воре исследуемый период не полностью охвачен

наблюдениями, но средний модульный коэффициент 193840 гг. составляет 0,78.

Из всего изложенного следует, что разделение рядов наб­ людений на маловодную и многоводную категории по услов­ ному критерию — значению обеспеченности р—0,5 ведет к существенным искажениям картины реального распределе­ ния стока. В результате такого разделения, по-существу еди­ ные и наиболее сложные с водохозяйственной точки зрения периоды оказываются расчлененными одним или нескольки­ ми годами с водностью противоположного знака и таким об-

т

разом'выпадают нз рассмотрения. Между тем, в большинст­ ве случаев водность таких промежуточных лет лишь незна­ чительно превышает среднюю, и восполнить возникшей по­ требности в воде они не могут.

Для того, чтобы избежать расчленения единых, по сути дела, периодов лет сходной водности на более короткие группы, В. Г. Андреянов н К. Г1. Воскресенский (1) применя­ ют «метод включения промежуточных лет». В этом случае разделение эмпирических рядов на группы ведется с учетом суммарного дефицита водности группы. Если разница меж­ ду критериальной обеспеченностью стока и стоком несколь­ ких инородных по водности лет (дефицит стока) по абсолют­ ной величине меньше, чем дефицит стока предыдущего п. по­ следующего периодов, то оба периода, вместе с разделяющий ми их годами, объединяются в одну группу.

Для того, чтобы избежать слишком больших погрешно­ стей при такой перестройке распределения групп, введем не­ которые дополнительные ограничения: I. Число инородных по водности лет, включаемых в объединенную группу долж­ но быть меньше, чем общее число лет предыдущего и после­ дующего периода.

10%, в исключительных случаях 15%, т. е. включению в ма-> доводиые периоды подлежат короткие группы лет, со сред­ ней обеспеченностью не выше 0,35, а в многоводные — не ни­ же 0,65, при средней критериальной обеспеченности р=0,5. Это соответствует модульным коэффициентам от К= 1,10 в верхнем пределе, до К=0,90 в нижнем. Включение в объеди­ няемые периоды лет, или групп лет, с обеспеченностью, отли­ чающейся от критериальной на 15% допустимо лишь в тех случаях, когда дефицит стока предыдущего и последующего периодов очень велик (р яз 0,8—0,9 для лет маловодной кате­ гории и рг^ОДО—0,20 для многоводной) и включаемые годы не смогут существенно исказить картину распределения стока.

Модульные коэффициенты при 10% отклонений от крите­ риальной обеспеченности составляют 1,04 при р=0,4 и 0,92 при р = 0 Д

Результаты перераспределения стоковых рядов по груп­

10Р