Hidrológiai Közlöny 1977 (57. évfolyam)

4. szám

Dr. Rétháti L.: Hiányos talajvíz-idősorok Hidrológiai Közlöny 1977. 4. sz. 159 Az ábrából megállapíthatjuk, hogy az autokorrelációs függvény „szabályosságára" utaló mind az öt paraméter cr^-nak meglehetősen jól definiálható függvénye. Ha egy-egy hónap pótlása a feladat, az elkövetett hiba még kisebb, legalábbis az 1944. és 1945. évek vonatkozásában: az 1.5 pont szerint ugyanis az esetek 90%ában csak az egyik év hiányzó adatát kell pótolnunk (vö. még az 5. ábrával). 3. A becslés megbízhatóságának íokozása Érdekes eredményt kapunk, ha az átlagképzésbe bevont hónapok számát változtatjuk. Az 1. ábra szerint az 1944. I—VIII. havi átlaggal (F») számolva a K

u = /(F

t) függvény szórása oy= 10,41 cm. Ha az átlagképzésbe bevonjuk az 1943. XI. és XII. hónapok vízállásait is, a kapcsolat szorossága jelentősen romlik (oy= 16,55j cm). A hónapok számát csökkentve oy először csökken, majd ismét nő (1. az 1. ábra alsó részét) ; az 1944. évi KÖV-et tehát — a 307. sz. kút esetében — legkisebb hibával a II—VIII. hónapok átlagából számíthatjuk. A vizsgálatot kiterjesztve mindazon kutakra, melyeknek 1944. ill. 1945. évi idősora hiánytalan, számszerű értékeket kaphatunk az r = f(i) és r = f(j), illetve a o

f={ (i) és a

f=í(j) kapcsolatokra. A 4. táblázat a Ó

i(F

<) és a ö

{( Wj) kapcsolatokra adódó korrelációs együtthatókat tünteti fel, kutanként kiemelve a maximális abszolút értékeket. Az átlagokat kiszámítva: i=l és j = 4 adja a legnagyobb korrelációs együtthatót. A mi szempontunkból sokkal fontosabb jellemző a kiegyenlítő egyenesek körüli szórás (oy), mert ez a mérőszáma ill. az évi KÖV megbízhatósá4. táblázat A á'j(V?) és S'i(lVj) kapcsolatokat jellemző korrelációs együtthatók Kút i i száma száma 9 8 7 6 6 5 4 3 34 —0,077 0,008 —0,022 —0,086 —0,760 —0,781 —0,769 —0,745 121 —0,209 —0,524 —0,698 —0,717 —0,030 —0,163 —0,329 —0,439 154 —0,259 —0,269 —0,187 —0,099 —0,023 0,037 0,031 —0,032 234 —0,308 —0,385 —0,354 —0,278 —0,005 0,051 0,086 0,041 255 —0,321 —0,405 —0,453 —0,488 . —0,078 —0,047 —0,069 —0,206 307 —0,479 —0,682 —0,822 —0,805 0,350 0,394 0,351 0,178 311 —0,581 —0,602 —0,570 —0,452 -T-0,078 —0,085 —0,179 —0,303 360 —0,178 —0,307 —0,392 —0,426 —0,026 —0,013 —0,149 —0,150 422 —0,249 —0,427 —0,550 —0,620 —0,013 —0,053 —0,127 —0,142 640 —0,519 —0,592 —0,633 —0,465 0,263 0,317 0,259 0,140 673 —0,168 —0,205 —0,282 —0,369 880 —0,437 —0,438 —0,447 —0,447 936 —0,305 —0,303 —0,340 —0,329 —0,298 —0,221 —0,071 —0,014 980 —0,418 —0,565 —0,602 —0,585 0,001 0,062 0,085 0,017 999 —0,578 —0,659 —0,707 —0,721 0,029 0,076 0,099 0,044 1547 —0,243 —0,407 —0,506 —0,541 1550 —0,304 —0,362 —0,376 —0,358 —0,122 —0,156 —0,217 —0,208 1586 —0,190 —0,249 —0,260 —0,381 Átlag: 0,324 0,410 0.456 0,454 0,138 0,164 0,188 0,177 (absz.) 7. ábra. Az autokorrelációs függvény egyes jellemzőinek változása az évi KÖV szórásával Fig. 7. Characteristics of the autocorrelation function vs. the standard deviation of annual mean stage b) A /Imax-érték ugyanez, de a 27] rí |-re vonatkoztatva (a 34. sz. kútra 0,78). c) Az i

m- és i.M-értékek azonosságának mérőszáma az a százalékos érték, amely azt fejezi ki, hogy a gyakrabban előforduló szélsőérték-hely (pl. az i

m—l) a kilenc kombináció hány százalékát teszi ki. d) A /Imax-értcket úgy kapjuk meg, hogy az i — — 1,2, ... 16-ra kapott 9—9 r,-érték két szélső értékének különbségét képezzük, majd ezek átlagát vesszük. így pl. a 34. sz. kútra (1. a 3. táblázatot): •7 tí _ 0,130 + 0,164+ . íJraas + 0,088 16 = 0,109.