а—іЮ+і 
при 
Х‚(!)—Е‚.(і)>1‚.(і)
1(0=1 
& 
° 
‚ 
(6.89)
Х,()-Е(0) при Х,(1)-Е,(1)<1,()
где А и 10 — эмпирические парамстры.
При расчстах по зависимости (6.89) не учитывается процесс
убывания интенсивности инфильтрации во времени. В этом нёт не-
обходимости, так как расчстный интервал времени превосходит пе-
риод, за который происходит стабилизация кривой инфильтрации.
Величина внутрипочвенного стока [ 4, (!) 
], образованного во-
дой, которая сначала инфильтрустся в почву согласно (6.89), а затем
фильтрустся под действием силы тяжести вдоль временного водо-
упора, зависит от коэффициента фильтрации и запасов влаги в почве:
г при 
а,(()< амп 
6.90
О при а,()> а» 
(6.90)
тах ›
4, (0 =
где О <а <1 — эмпирический коэффициент, учитывающий возмож-
ность образования внутрипочвенного стока лишь при некоторой ми-
нимальной увлажненности почвы, отличной от максимально воз-
можной влажности.
Для расчета дефицита влажности почвы справедливо следую-
щее балансовое отношение:
-^
() =@,(0)+ Де,()+ 
н + а, ()-Х,() — 691
_ 
]1 при а (г) < у’уах ›
у О при а,(/)2 /
— 
тах ›
где а{(0) - дефицит влажности почвы перед началом расчета.
Теперь осуществим переход от элементарной площадки к водо-
сбору, используя теоретико-вероятностное осреднение. Строго го-
воря, для этого нсобходимо иметь характеристики статистической
структуры полей входных величин и параметров А,, К, Кз, 1 И У’ттах-
Чтобы не увеличивать количество параметров, будем считать, что
входные величины и уже имеющисся параметры распределены по
нормальному закону. Лишь распределение плотности вероятности
155