'Используя полученную приближенную. зависимость параметра п от
сзерности @, Тронм для Северо-вападного озерного района (кроме
Кольского полуострова) прямые связи между С, ® С„ ДИЯ разных
значений озерности (рис. 29).
Ролонные эначения параметра т сведены в табл. 37. Недостаточное
число точек не позволяет построить карту изолиний этого параметра,
Олиако н на основании данных о районных значениях параметра п
\ожно судить о зональности его распределения ‘по равиинной террито-
рни Европейской части СССР. Как видно из этих данных, велицииа 19
‘раметра п) составляет около 0,6 в центральной части, несколько <;
кается. (до (,5) к северу ! в основном за счет уменьшения многолеткей
иэменчивости внутригодовой неравномерности (коэффициента _вариа-
цин С. ) эначительно снижается к югу (до 03 и менее) в основном
за счет увеличения изменчивости годового стока, Наиболее значительное
снижение параметра п) (до 01 н менее) происходит К юго-востоку, где
кроме большой изменчивости тодового стока, существенно сказывается
также малая изменчивость 
показателя знутригодовой неравномерности
в связи со сравнительной 
устойчивостью из года в год меженного стока,
весьма 
низкого 
по абсолютным своим значениям. 
Возрастание пара
метра п) 
(ло 07 н более) к юго-западу объясняется повышением изме!.
чивости показателя внутригодовой неравномерности 
стока за счет раз
личной роли 
дождевого питания в меженном стоке в разные годы,
2. Коррелятивная связь между коэффициентом внутригодовой
неравномерности и водностью года
Задача 
определения вероятных сочетаний коэффицяента внутриго:
довой неравномерности @ ® водности года 
(годового молу 
ээф
фициента) , коррелятивно связанных ‘между собой, может быть ре
шена с помощью построения двухмерных функций интегрального рас
пределения.
Как 
это 
показывает 
Г. 
А. 
Алексеев 
(1951), по 
безусловным
кривым обеспеченности двух переменных, коррелятивно между собой
‘связанных [в нашем 
случае Р(4) и Р (т)}, могут быть построены кривые
‘условной обеспеченности одной из переменных при фиксированном 
31
Чении. другой (,„ (4)] н безусловная кривая обеспеченности функи
обеих переменных [Р (0), где О = @т
В качестве практического 
‘расчетного приема мы применили нн
чем у Алексоева, приближенный, но более простой, наглядный и доста-
точно. точный для наших целей способ непосредственного эмпирического
построения кривых условной обеспеченности 
по интервалам величины
Р(т). Сущность этого способа заключается в следующем. Все значения
переменной & разбиваются по ннтервалам соответственных значений
‘обеспеченности второй переменной Р (т). Для каждого интервала нахо-
дятся среднее значение (частная норма) @ 
и частное среднеквадратиче-
ское отклонение о, Которые относятся к центру интервала. По этим
величинам, определенным для всех интервалов, строятся графики их
зависимости от Р(т), благодаря чему частично устраняется влияние
неточностей в их определении по отдельным интервалам. С этих графи-
ков могут быть сняты значения @„ и б„ для заданной величины Р(;)
1 За искаючением озерных рек [см. формулу (9.4) ).
176