Файл: Вопросы природных ресурсов сборник трудов..pdf

На рис. 1 графически представлено не только суммарное распределение, но и распределение по маловодной и много­ водной категориям.

Из таблицы и рисунка видно, что характер распределе­ ния и средние продолжительности групп на всех четырех ре­ ках очень близки и почти зеркально-противоположны' рас­ пределению по биноминальному закону (теоретическим кри­

получился значительно менее 0,001.

При весьма незначительной в количественном отношении перестройке рядов по методу включения промежуточных лет, распределение, как видим, качественно изменилось очень су­ щественно по сравнению с первоначальным (табл. 2). При перестройке рядов, в группы противоположного знака вод­ ности, ни в одном случае не вводились инородные группы длипее двух лет, число лет, перемещенных из одной .кате­

ряда. В результате маловодье 30-х—40-х гг. отчетливо про­ слеживается на всех реках, кроме Бори, в виде единой груп­ пы продолжительностью в 11 лет на Оке и 7 лет на Москве и Пахре. На Воре наблюдениями охвачено только три послед­

Таким образом, включение промежуточных лет позволяет выделить все наиболее значительные периоды повышенной и пониженной водности при весьма незначительном искажении среднего за период значения модульного коэффициента'. На Оке, Москве и Пахре, где начало наблюдении относится к 1922—1926 гг., все наиболее значительные многоводные и ма­ ловодные периоды синхронны или синфазны н имеют близ­

дала из рассмотрения в качестве единого целого. Следует отметить, что во всех маловодных периодах, год с наимень­ шей водностью приходится на их вторую половину, не совпа­ дая с концом, и затем идет постепенное нарастание водности до перехода через среднее значение. Так, в маловодье 1935— 1945 гг. наименьшая водность на Оке наблюдалась в 1940 г. (К=0,64; р=0,95); на Москве в 1937 и 1938 гг. (соответст­ венно К—0,57’и 0,66; р>0,95); на Пахре в 1940 г. (К=0,56;

102

Т а б л и ц а

р>0,95). Это явление можно объяснить постепенным исто щением внутрибассейновых запасов воды и последующими затратами на их пополнение, замедляющими рост стока в конце маловодного периода. Таким образом, по-видимому, характер перехода от длительного маловодного периода к последующему периоду с водностью выше средней, зависит от продолжительности и суммарного дефицита водности ма­ ловодного периода.

Отклонение ординат эмпирической кривой от теоретиче­ ской на рис. 1, наиболее значительное при минимальной и максимальной продолжительности групп, достигает миниму­ ма при продолжительности группы 3—5 лет.

Количественная оценка, среднего по всем рекам (кроме Клязьмы) отклонения ординат эмпирической кривой от тео­ ретической, приведена в табл. 6.

Из табл. 4 видно, что на всех реках, кроме Клязьмы, до­ ля лет, входящих в группы одинаковой продолжительности, очень близка. На Клязьме расхождение между теоретически­ ми и эмпирическими кривыми еще более значительно: более 70% лет ряда входит в группы с продолжительностью 6—ГО лет, теоретическая вероятность возникновения которой неве­ лика (суммарно всего около 10%). На Истре же распределе­ ние ряда по . группам сходной водности близко к таковому

103

реках, не имеющих водохранилищ, т. е. в створе Павловской Слободы влияние Истринского водохранилища, видимо, уже не сказывается.

Это было подтверждено проверкой статистической одно­ родности распределения стока рек Истры и Москвы и Клязь­ мы и Москвы по формуле (8). Уровень значимости у2 полу­ чился соответственно равным 0,50 и менее 0,001. Таким об­ разом, по-видимому, влияние Истринского водохранилища на распределение стока Истры в створе Павловской Слободы можно не учитывать.

Как было показано выше, увеличение длины исследуе­ мого ряда методом объединения частных рядов, как и ожи­ далось, уменьшает элемент случайности в распределении. Объединение данных наблюдений за стоком по Оке, Пахре, Воре и Истре дало ряд продолжительностью в 157 лет, раз­ делившийся на 36 маловодных и 36 многоводных групп.про­

рактер распределения объединенного ряда по группам поз­ воляет выделить лишь те же общие закономерности распре­ деления, что и на частных рядах: в группы с п= 1 и 2 входит число лет меньшее, чем теоретически ожидаемое, при п=3 расхождение с теоретическими значениями минимальное, а дальше по мере увеличения продолжительности группы, эм­ пирическая вероятность остается больше теоретической. Для количественной оценки характера распределения этих данных явно недостаточно.

Таким образом, разделение рядов на маловодную и мно­ говодную категории по одному признаку отклонения от сред­ ней водности р=-~0,5 дает возможность установить только самые общие -закономерности распределения:

1. По мере уменьшения площади бассейна реки, наме­ чается некоторая тенденция к увеличению элемента случай­ ности в распределении стока по группам. Это объясняется малыми и быстро срабатывающимися запасами воды в бас­ сейне, что уменьшает влияние водности предыдущих перио­ дов на последующие. Однако это предположение требует проверки на более широком материале.

2. Если принять предложение Н. С. Шарашкиной (7), что маловодный период 1935—1942 гг. явление уникальное, с очень малой вероятностью повторения, то в распределении стока Оки, Москвы, Пахры и Вори группы с продолжитель­ ностью более 5 лет не встречаются, и распределение каждо­ го из этих рядов лежит на нижнем пределе допустимого уровня соответствия закону распределения случайных вели­

105