ристик. Исходя из указанных положений и считая, что значение
коэффициента автокорреляции ряда гидрологических характери-
стик редко превышает 0,3, представляется правомерным прини-
мать объемы выборок равными 6—10 годам.
Пример проверки гипотезы о внутрирядной однородности ряда
наблюдений по критериям Фишера и Стьюдента рассмотрим на
основе оценки внутрирядной однородности среднегодовых расхо-
дов воды р. Найба 
— п. Быков с периодом наблюдений 97 лег
(1951—1977 гг.). Оценка коэффициентов автокорреляции для рек
Сахалина составила 0,21. С 1966 г. в бассейне реки началась ин-
тенсивная распашка земель. Возникает вопрос, насколько сущест-
венно изменился годовой сток р. Найба. Примем отношение ко-
эффициентов асимметрии и вариации равным двум. Тогда для
периода 
1951—1965 гг. получаем: ии=20,0; оу =12,9; С, =0,18 и
С,=0,36, а для периода 
1966—1977 гг.— 1э=29; @5=109,9; С,=
0,20 и С,=0,40. Статистики Фишера и Стьюдента, рассчитан-
ные по формулам 
(1.20) 
и 
(1.23), соответственно 
‘равны 
155
и 1,43.
Критическое значение статистики Фишера в первом прибли-
жении находится следующим 
образом. По формулам 
(1.21)—
(1.92) 
рассчитывается 
объем 
эквивалентно-независимой 
инфор-
мации Лг 1 = 12,6 и пр 
з==9, при п = 15, г=0,2, С,=0,36, В=0 и при
по=19, г=0,2, С,=0,4 и К=0. По таблицам, например [73), для
5% при лк1=12,6 и лко=9,3 получаем Р,=8,59. Поскольку
критическое значение статистики Фишера существенно превосхо-
дит Е=1,55, уточнять значение Р, по таблицам из [73} не имеет
смысла.
Критическое значение 
статистики 
Стьюдента 
находится 
По.
формуле (1.94), где , равно 2,06 при л=25, а с:= 119 при г=
=0,21. Тогда {@ =1ас,=2,45.
На основании выполненных расчетов можно сделать вывод
о том, что данные наблюдений не противоречат выдвигаемой ги-
потезе о равенстве оценок дисперсий и средних значений за рас-
сматриваемые интервалы времени. Таким образом, если хозяй-
ственная 
деятельность 
и 
оказывает 
влияние 
на 
годовой 
сток
р. Найба 
— п. Быков, то это влияние не существенно и к 1977 г.
ме выходит за рамки естественных колебаний водности.
Одним 
из 
способов 
количественной 
оценки 
стационарности
средних значений является анализ статистической значимости на-
правленных тенденций гидрологических характеристик во времени.
Для этой цели можно использовать линейную зависимость,
9= 
6Т -, 
(1.26)
где ©; — значения гидрологических характеристик в хронологиче-
ской последовательности; Т; — годы, соответствующие О,. или их
порядковые номера 
во временной последовательности; 6‚ б —
коэффициенты уравнения.
2 Заказ No 717 
33