до +0,20 (район У1) и до 0 (район 1Х, Прикаспийская низменность). 'На востоке вдоль Уральского хребта проходит область (район У1)_с не- сольшими. положнтельными. значениями параметра (порядка -+0,05). Такне изменсния по Европейской территории СССР ‘параметра Афо_л, характеризующего зависимость коэффициента вчутригодовой не- равномерности от водности года, определятются соответственными нзме- нениями. внутрнгодового распределения стока и роли весеннего поло- ‘одья н паводков в формнровании годового стока, Для южных рек, где водность года и внутригодовая неравномерность стока определяются ® основном водностью весеннего половодья, эта зависимость должна быть прямой и довольно значительной. На крайнем юго-востоке, где сток в меженную часть года практически отсутствует в ГОДЫ : содности, величина коэффицнента внутритодовой _ неравномерности всегда близка к едниице и отличается нз года в год лишь незначительно. Поэтому, оставаясь положнтельной, величина параметра Ао-: должна значительно уменьшиться. На севере, особенно на тобережье Балтий- ского. моря, где сток за меженную часть года сравнительно велик и ко- ‘леблется из года в год довольно существенно, а многолетние колебания тодового стока значительно меньше, чем на юге, относительные колеба. ния внутри года (выраженные коэффициентом внутригодовой неравно мерности) в маловодном году больше, чем в многоводном, Поэтому ве личина параметра Афо-л должна быть отрицательной. Исходя из приведенных выше данных районирования параметра ‚Айь-л, можно прийти к следующим 'практическим ‘выводам. Для южной половины Европейской территории СССР (т. е. для лосостепной и сте ной зон), за исключением крайнего юго-востока (Прикастийская низ- менность). характеристика внутригодового граспределения стока суще- ственно зависит от Водности гола, и эта зависимость должна обяза- тельно учитываться при расчетах внутригодового распределения. Для большей части северной половнны (лесная и тундровая зоны), а также лля Прикаспийской низменности зависимость внутригодового распре- леления стока от Водности тода проявляется менее существенно п ею обычно. в практических ‚расчетах можно пренебречь. Для Прибалтики, Ловатской мизменности и для района Вытегорско-Шекснинско-Онего- Сухонского водораздела эта зависимость проявляется заметно и ее сле- дует учитывать. Для 34 пунктов © длительными рядами наблюдений были опреде- лены также частные значения среднеквадратического отклонения — л лля коэффициентов внутригодовой меравномерности. в определенных интервалах значений обеспеченности годового стока Р (т) так, как это было сделано для р. Дона у г. Калача (см. рис. 30). Ввиду ‘незначи- тельной точности вычисления среднеквадратического отклонения для небольшого числа точек в каждом интервале (по 8—12 точек) зависи- мость частных значений среднеквалратического отклонения от обеспе- ченности водности года получилась менее определенно выраженной, чем. аналогичная зависимость для частных норм коэффициента вну- тригодовой ‘неравномерности. `Однако все же она может быть выражена приближенно уравнением, ‚аналогичным ‘уравнению (9.5) для частных норм коэффициента внутри- тодовой неравномерности, ›„ == 9 [1 + 5, [0,5 — Р (т | == 9 + А 10.5 — Р (т), — (96) а— й : тде & 7Е — упловой коэффициент связи; А — разность частиых 182 й