Tendencje opadów 13
TENDENCJA OPADÓW W OKRESIE OD POCZĄTKU OBSERWACJI DO 1958 r.
W pierwszym etapie pracy obliczono równania prostych regresji dla każdej z 12 stacji za całe okresy, z jakich są materiały obserwacyjne in extenso. Ponieważ pracę rozpoczęto w roku 1959, przeto okres ten zamyka się rokiem 1958.
Tabela 1
Równania prostych regresji. Okres od początku obserwacji (1813—1878)
do 1958
Stacja |
Liczba lat |
Równanie | ||
Lębork |
81 |
y = |
0,4 |
*4-633 |
Koszalin |
100 |
y = |
U |
*4-642 |
Szczecin |
99 |
y = |
0,9 |
*4-495 |
Olecko |
58 |
y = |
1,6 |
*+ 609 |
Bydgoszcz |
95 |
y = |
-0,2 |
x+ 515 |
Poznań |
109 |
y = |
0,3 |
*4-496 |
Warszawa |
143 |
y = |
-0,1 |
*4-573 |
Zgorzelec |
97 |
y = |
0,3 |
*+662 |
Wrocław |
113 |
1,3 |
*4-471 | |
Racibórz |
97 |
y = |
0,7 |
* + 600 |
Kraków |
108 |
y = |
0,35x4- 650 | |
Tarnów |
69 |
y = |
-0,9 |
*+745 |
Liczba lat uwzględnionych waha się w szerokich granicach: od 143 (Warszawa) do 68 (Tarnów) i 58 (Olecko) (tab. 1).
Współczynniki regresji powyższych równań różnią się pod względem znaków: dla 9 stacji położonych w zachodniej i północnej części kraju są dodatnie, co świadczy o tendencji wzrostowej opadu w badanych okresach, natomiast dla 3 stacji, leżących w środkowym pasie południkowym: Bydgoszcz, Warszawa i Tarnów, są ujemne, co wskazuje na tendencję spadkową. Niestety, dla wschodniej połaci kraju brak danych.
Pozostaje otwarta sprawa oceny istotności otrzymanych wyników.
Zastosowano wzór na określenie wariancji współczynnika regresji:
gdzie
N — liczba lat uwzględnionych w obliczeniach, (jc, — x) —odchylenie od średniej okresu,
(y, — y) — odchylenie od średniej sumy opadu.