Действующий
и 
определяют методом аналогии.
7.74 Для ориентировочных расчетов наивысших уровней воды проточных озер в зоне избыточного увлажнения используют зависимость
, (7.53)
- средний многолетний весенне-летний подъем уровня воды в озере над порогом стока, см;
;
- площадь зеркала озера, 
;
- коэффициент, определяемый по данным наблюдений на соседних озерах с близкими соотношениями морфометрических характеристик и режимом стока из водоема.
Для Кольского полуострова и Карелии 
принимают равным 20, для озер северных и центральных областей европейской территории России - 32.
принимают равным 20, для озер северных и центральных областей европейской территории России - 32.
Переход от среднего многолетнего подъема уровня к подъему расчетной вероятности превышения производят по кривым обеспеченности с параметрами 
и отношением 
, установленным также по данным наблюдений на соседних, изученных морфологически однородных озерах.
и отношением , установленным также по данным наблюдений на соседних, изученных морфологически однородных озерах.
менее 250.
В значения расчетных уровней вводят поправки на нагон 
и ветровое волнение 
, которые рассчитывают по методикам, приведенным в СНиП 2.06.04. При расчете 
учитывают расчетную скорость ветра, среднюю глубину водоема и расстояние пункта, для которого производят расчет, от центра тяжести зеркала водоема. Поправку 
определяют с учетом ветровой защищенности исследуемой береговой зоны, длины разгона волны и других факторов.
и ветровое волнение , которые рассчитывают по методикам, приведенным в СНиП 2.06.04. При расчете учитывают расчетную скорость ветра, среднюю глубину водоема и расстояние пункта, для которого производят расчет, от центра тяжести зеркала водоема. Поправку определяют с учетом ветровой защищенности исследуемой береговой зоны, длины разгона волны и других факторов.
Для карстовых, периодически исчезающих озер, а также для озер с искаженным естественным режимом обязательно производство полевых исследований.
Рассматривается ряд наблюдений за среднесуточными максимальными расходами воды весеннего половодья на р. Онега - д. Надпорожский Погост с периодом наблюдений 90 лет. Анализ эмпирической кривой распределения показал, что наибольшее резко отклоняющееся от остальной совокупности значение расхода воды, равное 868 
, может принадлежать иному распределению. Для проверки однородности был применен критерий Диксона и на основе ранжированного ряда определены пять расчетных статистик критерия: 
, 
, 
, 
и 
. Критические значения статистик Диксона без учета асимметрии и автокорреляции при n = 90, 
и r(1) = 0 для 
определены по номограммам [3] и соответственно равны: 
, 
, 
, 
и 
. Из сравнения расчетных значений статистик с критическими следует, что 
для всех критериев Диксона. Исходя из вышесказанного гипотезу об отсутствии в ряду наблюдений резко отклоняющегося значения, принадлежащего другому распределению, отклоняют. Поэтому в случае применения "классического" критерия экстремальный расход признают неоднородным и исключают его из ряда наблюдений, если подтвердится, что эта величина имеет большую погрешность, или пересчитывают его эмпирическую обеспеченность для более продолжительного периода.
, может принадлежать иному распределению. Для проверки однородности был применен критерий Диксона и на основе ранжированного ряда определены пять расчетных статистик критерия: , , , и . Критические значения статистик Диксона без учета асимметрии и автокорреляции при n = 90, и r(1) = 0 для определены по номограммам [3] и соответственно равны: , , , и . Из сравнения расчетных значений статистик с критическими следует, что для всех критериев Диксона. Исходя из вышесказанного гипотезу об отсутствии в ряду наблюдений резко отклоняющегося значения, принадлежащего другому распределению, отклоняют. Поэтому в случае применения "классического" критерия экстремальный расход признают неоднородным и исключают его из ряда наблюдений, если подтвердится, что эта величина имеет большую погрешность, или пересчитывают его эмпирическую обеспеченность для более продолжительного периода.
Если воспользоваться критическими значениями статистик критерия Диксона, обобщенного для асимметричных и автокоррелированных рядов при вычисленных по продолжительному ряду значениях r(1) = 0,19 и 
, то при сравнении расчетных статистик с критическими из номограмм [3] будут иметь место следующие неравенства:
, то при сравнении расчетных статистик с критическими из номограмм [3] будут иметь место следующие неравенства:
при 
;
при 
при 
;
при 
;
при 
при 
;
при 
при 
.
Из неравенств следует, что при 
гипотезу об "аномальном" экстремуме отклоняют по всем критериям. На этом основании можно сделать вывод, что ряд не содержит неоднородного максимального значения и для определения параметров эмпирического распределения должны быть использованы все данные.
гипотезу об "аномальном" экстремуме отклоняют по всем критериям. На этом основании можно сделать вывод, что ряд не содержит неоднородного максимального значения и для определения параметров эмпирического распределения должны быть использованы все данные.
Для анализа выбраны шесть рядов среднесуточных минимальных расходов летне-осеннего сезона в районе Горного Алтая: р. Песчаная - с. Точильное, р. Урсул - с. Онгудай, р. Чарыш - с. Усть-Кумир, р. Ануй - с. Старо-Тырышкино, р. Бухтарма - с. Печи и р. Шаравка - с. Шаравка. Период наблюдений за стоком для выбранных рядов составил от 40 до 49 лет. Значения статистик Смирнова - Граббса, вычисленных для наибольших членов этих рядов, равны: 
, 
, 
, 
, 
, 
. При сравнении расчетных значений статистик с критическими 
в предположении, что эмпирические ряды соответствуют нормальному распределению и не имеют статистически значимой автокорреляции, т.е. 
и r(1) = 0, получаем, что гипотеза о наличии в рядах наблюдений максимального, резко отклоняющегося расхода может быть принята для пяти рядов из шести с вероятностью Р > 99%.
, , , , , . При сравнении расчетных значений статистик с критическими в предположении, что эмпирические ряды соответствуют нормальному распределению и не имеют статистически значимой автокорреляции, т.е. и r(1) = 0, получаем, что гипотеза о наличии в рядах наблюдений максимального, резко отклоняющегося расхода может быть принята для пяти рядов из шести с вероятностью Р > 99%.
Однако было установлено, что распределения являются асимметричными и имеет место статистически значимая автокорреляция. Анализ эмпирических распределений минимальных расходов воды, а также метеорологических стокоформирующих факторов (осадков и температуры воздуха) не подтвердил гипотезу о наличии "аномальных" величин в выбранных рядах. Поэтому для проверки гипотезы однородности были использованы критические значения статистик Смирнова - Граббса из таблиц [3], определенные с учетом асимметрии и автокорреляции. Значения коэффициентов r(1) и 
в связи с ограниченностью выборок были определены по совокупности рядов наблюдений в однородном районе с общим объемом объединенной совокупности в 262 года. В результате получены коэффициент автокорреляции r(1) = 0,26 и коэффициент асимметрии 
. По индивидуальным объемам выборок и обобщенным r(1) и 
из таблиц [3] были определены критические значения статистик Смирнова - Граббса. Сравнение расчетных значений статистик с критическими, учитывающими асимметрию и автокорреляцию, показало, что 
при 
, что дает основание отклонить гипотезу о резко выделяющихся максимальных значениях как маловероятную.
в связи с ограниченностью выборок были определены по совокупности рядов наблюдений в однородном районе с общим объемом объединенной совокупности в 262 года. В результате получены коэффициент автокорреляции r(1) = 0,26 и коэффициент асимметрии . По индивидуальным объемам выборок и обобщенным r(1) и из таблиц [3] были определены критические значения статистик Смирнова - Граббса. Сравнение расчетных значений статистик с критическими, учитывающими асимметрию и автокорреляцию, показало, что при , что дает основание отклонить гипотезу о резко выделяющихся максимальных значениях как маловероятную.А.3 Анализ однородности ряда, содержащего максимальные расходы воды разного генетического происхождения
Ряд наблюдений за максимальными расходами воды р. Абавы у х. Сисени включает 21 расход воды весеннего половодья и 15 расходов дождевых паводков. Оценку однородности средних значений и дисперсий при сравнении двух генетически разнородных выборок осуществляют по критериям Стьюдента и Фишера. Вычисленные расчетные значения статистик критериев соответственно равны: t = 2,52 и F = 1,09. Критические значения статистик F* и t* определяют из таблиц [3] путем интерполяции между табличными значениями при 
и 
для заданного уровня значимости 
, коэффициента автокорреляции r(1) = 0,2 и коэффициента межрядной корреляции R = 0. В результате получены критические значения t* = 2,04 (для 
), t* = 2,06 (для 
) и F* = 2,31. При сравнении с расчетными значениями статистик можно сделать вывод, что ряд наблюдений не может рассматриваться как единая совокупность вследствие неоднородности средних значений, так как расчетное значение статистики Стьюдента превышает критическое в обоих случаях (n = 15 и n = 21), при этом гипотеза об однородности дисперсий не отклоняется. Поэтому расчеты необходимо осуществлять отдельно для рядов весеннего половодья и дождевых паводков.
и для заданного уровня значимости , коэффициента автокорреляции r(1) = 0,2 и коэффициента межрядной корреляции R = 0. В результате получены критические значения t* = 2,04 (для ), t* = 2,06 (для ) и F* = 2,31. При сравнении с расчетными значениями статистик можно сделать вывод, что ряд наблюдений не может рассматриваться как единая совокупность вследствие неоднородности средних значений, так как расчетное значение статистики Стьюдента превышает критическое в обоих случаях (n = 15 и n = 21), при этом гипотеза об однородности дисперсий не отклоняется. Поэтому расчеты необходимо осуществлять отдельно для рядов весеннего половодья и дождевых паводков.
Для расчетов годового стока и слоя стока весеннего половодья при отсутствии данных гидрометрических наблюдений применяют зависимости от стокоформирующих факторов. Одной из таких существующих зависимостей является уравнение для определения слоя поверхностного стока весеннего половодья Y на р. Оке - с. Половское следующего вида:
, (А.1)
;
- запас воды в ледяной корке, мм;
- осадки за период половодья, мм;
;
Для оценки эффективности эмпирической зависимости в соответствии с 4.15 применен анализ остатков и построены графики, приведенные на рисунке А.1.
- с 1967 г. остатки зависят от времени и имеет место существенное систематическое завышение слоя стока половодья, вычисленного по эмпирической зависимости (рисунок A.1, a);
- наклонная полоса рассеяния на рисунке А.1, б показывает, что отклонения от полученной эмпирической зависимости носят систематический характер: отрицательные остатки соответствуют большим по величине значениям расчетных слоев стока, положительные - малым, что свидетельствует о неточном определении свободного члена в уравнении;
- изгиб полосы рассеяния на рисунке А.1, в показывает, что в уравнении необходимо учесть нелинейность зависимости Y от 
;
;
также определен неверно.
Для уточнения вида и коэффициентов уравнения была собрана дополнительная информация, проведен анализ однофакторных зависимостей и использованы условия построения регрессионного уравнения (6.1). В результате получена следующая эмпирическая зависимость:
, (А.1, а)
, здесь 
- средний максимальный снегозапас в бассейне, мм, осредненный по 10 метеостанциям, для которых коэффициент корреляции снегозапасов со стоком половодья больше 0,5;
, здесь 
- модульный коэффициент приведенных запасов влаги в почве;
, 
, здесь 
- модульный коэффициент промерзания;