ового режима стока грек Армянского ‘нагорья обусловливается кактраз-
личными условиями питания рек, 
так и своеобразной геолопической
структурой их бассейнов. Увеличение зарегулированности стока опре-
делястся, © одной стороны, увеличением роли горно-снегового питания,
@ © другой, залеганием в бассейне трещиноватых андезито-базальтов;
вызывающих значительное увеличение доли подземного питания.
К сожалению, в более поздней. работе А. Н. Важнова (1956) в ка-
честве ‘показателя зарегулированности речного стока 
принимается от-
чошекие 
наименьшего 
за 
зимние 
месяцы 
среднемесячного 
расхода
к норме стока (5“).;......‚...... отдается ‚предпочтение перед коэффи-
чнентом ф из-за простоты вычисления. 
Вряд ли можно © 
этим. согла-
ситься, так как вычисление величины ф как это видно из последующего
(©м. 
тя. 
ХИ!), особых 
затруднений не вызывает, а главное преимуще-
ство — лЮбого 
показателя 
должно, 
конечно, ” заключаться 
в ° его
репрезентативности, а 
не в простоте вычисления, К. тому же величины
коэффициента ф для 
рек 
Армении 
были 
уже 
раньше 
вычислены
М. ©. 
Торгомяном я Ш. 
А. 
Шахбазян. Нами за основной параметр, ка
‘рактеризующий в общем виде внутригодовые колебания стока, прини-
мается (В. Г. Андреянов, 1953) козффициент внутригодовой
неравномерности 
стока 
@, 
т. 
е. 
величина 
дефицита стока до
среднегодового расхода, выраженная в долях от объема 
стока данного
года! и равная дополнению до единицы коэффициента зарегулирован
ностсн (по Д. Л. Соколовскому) ф. 
По данным для 313 пунктов Европей-
ской территории 
Союза СОР была установлена 
эмпирическая 
зависи-
мость ` среднемноголетнего — значения — коэффициента 
— внутригодовой
неравномерности стока @ от величины площади 
и озерности водосбора,
а также территорнальное (распределение параметра а,, 
входящего в эту
формулу 
и 
отражающего влияние 
зональны 
физико-географических
условий, Кроме того, были исследованы статистические закономерности
сочетания 
в отдельные годы коэффициента ивнутригодовой неравноме;
ности @ и водности года (годового ‚модульного коэффициента) т © уча
том коррелятивной связи между переменными @ 
и` т 
Аналогичные не:
следования были проведены в отношении ‘упомимавшегося выше 
(ем
стр. 158) коэффициента участия весеннего половодья в формировании
годового избытка стока &„ Результаты этих 
исследований излагаются
в главе 1Х 
и используются для составления схематического календар-
ного гидропрафа и календарной интепральной кривой с учетом возмозж:
ных сочетаний водности года и 
внутригодовой неравномерности стока
(см. гл. Х). 
‚
В дальнейшем (В. Г. 
Андреянов, 1954) для целей разработки обоб:
щенного метода расчета сезонного ‘регулировачия стока был использо:
ван 
в качестве основного показателя `дефицит до ореднемноголетного
расхода в долях от среднего за многолетие годового объема стока © уче:
том 
восстановления 0° (см. гл. ХУ).
1 В отличие от анодогичного показателя П. М. 
Дмитриевского (см. 
стр, 
159), о-
жазатль @ не учитывает восстоновления _ дефишита, . ©. 
являстся, 
Сансто 
рикрожоло:
ческим показателем, 
No 
в 
отличне от аналогиного 
показателя 
С. 
М, 
Рыбкина 
(ем.
<тр. там же), кроме того, выражается в долях от объема стока данного од а ие елза:
него за многолетие,
3 Показатель О отличается от показателя П. 
М. Дмитриевского тем, 
что. во’все
годн. определяется_до 
постоянного 
расхода, 
равного’ среднемноголенему 
а. 
оа о
<средиего расхода каждого года) а поэтому может применяться не только дий общей
‘оценки эффективности энергетичёского использования реки, а также дя расчетов ©е-
зойного 
регудирования. стока. От приведенного выше козффициента ‘неравномерности
4 он отличается, кроме того, тем, что о все годы выражается в Доляе ОГ срЕЛНЫга
За жиоголетие годового стока (а 
н 
в долих от стока данцого года).
1 
в. Г. Андреянов: 
161