Тели коэффициент В, уравнения (1.26) является статистически значимым с задаваемой вероятностью, то можно принять гипо- тезу о нестационарности нормы стока. Разность расчетных зйа- чений гидрологических характеристик по уравнению (1.26) между двумя любыми фикспрованными моментами времени дает при- близительную количественную оценку изменения среднего за этот временной интервал. Направленные измепения нормы обязательно прямолинейны, поэтому в уравнение (1.26) рекомен- дуется также включать переменные Т, 13 Т# или проводить лю- бые другие функциональные преобразования Т, Однако зависи- моеть расходов воды от времени в тех случаях, когда она статически значима, имеет, как правило, прямолинейный вид. Вклю- чение дополнительных степенных слагаемых от времени или иные преобразования Т, не приводят к значимому увеличению коэф- фициента детерминации &. Здесь же необходимо отметить, что цель проводимого анализа состоит только в ощенке значимости направленных изменений нормы за весь период паблюдений или за любой другой выбранный временной интервал, а не в поиске надежной модели для описания хронологической последователь- ности многолетних колебаний речного стока, Поэтому включение в уравнение направленной тепденции более чем двух слагаемых иеобоснованно. Оценка статистической значимости коэффициента В, в уравне- миии (1.26) с задаваемой вероятностью производится по общейз- вестным методам теории статистического оценивания [47]. Однако данная теория разработана только для случая пормальной кор- реляции пезависимых переменных, В уравнении липейной регрес- сни, где одной из переменных является асимметричная последо- вательность расходов воды, имеющая внутрирядпую связанность между смежными членами, а второй — порядковый номер рас- хода воды во временной последовательности, доверительные ин- тервалы выборочных коэффициентов В, были получены с по- мощью статистического моделирования. В результате исследова- ний, проведенных совместно с сотрудником ГГИ В. Е. Леоновым, устаповлено, что асимметрия в последовательностях гидрологи- ческих характеристик не оказывает практически значимого. влия- ния на распределение выборочных коэффициентов уравнения на- правленной тенденции от времени. Автокорреляция между смеж- ными членами рядов гидрологических характеристик приводит к расширению доверительных интервалов выборочных коэффици- ентов б и тем самым увеличивает вероятность принятия пулевой гипотезы о том, что коэффициент уравнения липейного тренда ста- тистически не отличается от нуля. Для практической оценки зна- чимости коэффициента В, с учетом автокорреляции между смеж- ными расходами воды / (1) составлена номограмма критических значений 6\* для 1=30--100 при уровне значимости а=5 % (рис. 1.10). Чтобы осуществить оценку значимости коэффициента 34