как значения `коэффициента внутригодовой ‘неравномерности @
ем 
‘превышать соответственной ‚‘водности года л, то, строго говоря,
‚ для кривых условной обеспеченности Р„ (@) нельзя пользоваться обыч-
‚ 
биноминальными: 
кривыми``распределения, а следует применять
кривые Е{нспределвиия © двумя ограниченными пределами (см,, напри-
мер, ©. 
Н. Крицкий и М. Ф. Менкель, 1956), Однако, поскольку пря ис-
следовании н 
расчете внутригодового распределения стока обычно не
представляют 
интереса очень ` редкие сочетания ` водности года н его
Вкутригодовой неравномерности (т. . очень большие или очень малые
эначения условной обеспеченностн) , постольку можно практически про-
изводить построение условных кривых обеспеченности Р„ (а), 
пользуясь
‘обычными биномима
й 
льными. 
кривыми 
распределения 
при 
соотношении
<—
Если требуется определить лишь среднее значение (близкое к ве-
роятному) дефнцита @ при 
заданной водности года , то достаточно по-
строение лишь графика зависимости @,„ 
=/[Р(т)), что может быть вы-
полнено практически при наличии всего 15—25 лет наблюдений. 
Постро
ние графика о„ — () 
который позволяет определить величины @ ра
ной вероятности, требуст обычно не менее 35—40_лет наблюдений.
Постросние кривых безусловной обеспеченности: 
дефицитов. в долях
от тодового объема Р(а) м в долях от среднего годового объема Р(В)
по тем же соображениям, что и для условных кривых обеспеченност
может быть также выполнено с помощью обычных биноминальных кри!
вых, определяя значения нормы и коэффициента вариации по имеюще-
муся ряду эмпирических значений @ 
(или Р) 
и 
подбирая величину С,
по условию лучшего соответствия 
теоретической кривой эмпирическим
точкам или же графически на клетчатке вероятности
Указанные построения приводятся 
(рис. 30) 
на примере 
р. 
Дона
У г. Калача, Из графика наглядно видна определенная прямая связь
между величинами @ и 
т 
[обратная связь между @ и 
Р (т)]. Величина
@ изменяется от 0,6 до 0,43 при изменении Р (т) от О до 
1 
Связь ме-
жЖду о„ и / обратная; с изменением Р (т) от О до 
1 
величина о„ изме-
няется’ от 0,04 до 0,08.
Из сопоставления — построенных 
кривых ` условной ` обеспеченности
Р„ (а) с кривой безусловной обеспеченности Р(4) видно, что из всей
‘амплитуды значений 
& по кривой безусловной обеспеченности (в преде-
лах 1-——99%) на отдельные кривые условной обеспеченности приходится
всего от 50 до 70% амплитуды. Аналогичное сопоставление проведено
также для величин дефицита в долях от среднего за многолетие годо-
вого стока . Для сопоставимости ординаты каждой из кривых услов-
„ной обеспеченности Р„ () помножены на соответственное значение го-
дового модульного коэффициента и (т. ©. также выражены! в долях от
среднего за многолетне годового объема). Так как в последнем случае
сказывается одновременно влияние колебания и показателя внутриго-
дового ‘распределения стока — коэффициента неравномерности @ ® го-
дового стока / 
то для фиксированной водности года амилитуда коле-
баний величины Э=ат составляет еще меньшую долю от общёй ампли-
туды то кривой безусловной обеспеченности (от 20 до 30% ).
Используя приведенные выше характеристики_ двухмерной функции
распределения по р. Дону у г. Калача, можно. выбрать из числа наблю-
денных годы. с гразличными сочетаниями. водности. и внутригодовой не-
равномерности стока (см. табл. 38).
`Для приведенных в табл, 38 ле на рис, 1 представлены гидрографы:
и кривые продолжительности суточных грасходов. Для удобства сопо-
12 
в Г. Андреянов