ской территории СССР могли быть 
лишь 
выделены 
реки 
с озер-
ностью более 5% (ем. табл. 37). Как и следовало ожидать, величина
параметра а для рек с большой 
озерностью выше на 5—10%, чем для
рек неозерных ли с незначительной озерностью.
Для 'районов с преобладающим дождевым питанием рек, где снего-
вое половодье ипрает лишь незначительную роль, установление вели-
чины & становится 
неопределенным 
и 
теряет 
практический 
емысл,
а излагаемая (см, главу Х) схема построения схематизированного гид-
ропрафа неприменима, 
Поэтому для этих районов коэффициейт &, не
‘определялся.
4. Коррелятивная связь между коэффициентом участия весеннего
половодья в формировании годового избытка и коэффициентом
‘внутригодовой неравномерности
Исследование коррелятивной ©вязи между соответственными (т. е.
для одних и тех же лет) значениями коэффициента & и коэффициента
внутригодовой неравномерности @ было проведено (В. 
Г. 
Андреянов,
1953) для пунктов 
© 
длительными грядами наблюдений способом, ана-
лопичным тому, который был применен 
при исследовании коррелятив-
ной связи между коэффициентом внутритодовой неравномерности @ 
и
годовым модульным коэффициентом т (см, 
стр. 
176) 
со следующими
‘упрощениями. Величины частной нормы 
и Частных стандартов не вы-
Числялись; 
условные 
кривые 
обеспеченности 
коэффициента участия
весеннего половодья при фиксированных значениях коэффициента не-
равномерности (или его обеспечениости) Р.(Е) строились графи
и по ним 
снимались значения коэффициента для пяти величим его у
ной обеспеченности: 0,10, 0,25; 0,50; 075 и 0,90. Наконе, ло последним
данным строились кривые зависимости величины Е, от обеспеченности
козффициента внутригодовой неравномерности Р (4) 
пяти. указан-
ных значений. условной обеспеченности:
Построенные кривые 
& 
=/Р(а)] для подавляющего числа пунктов
имеют один и тот же характер (ем., например, рис. 
38), что позволило
подобрать для них общее уравнение следующего 
вида:
6—& 
— & — 012 () 
(9.17)
Здесь 
& — коэффициент участия весеннего половодья 
при 
любых
значениях безусловной обеспеченности Р (4) и условной обсспеченности
Р,(); о и 
& — значения коэффициента &„ при Р(а) =0 н Р(4) =1 н для
заданного значения Р, ($); л — параметр` уравиения.
Проведенное для 28 основных пунктов © длительными 
рядами наблю-
дений сопоставление среднего значения & и значений & [при Р () 
=1)по-
казало, что для каждого из значений условной обеспеченности Р., &)
отношение & = “_‘Е „может быть принято постоянным для всех пунктов.
Величина этого отношения в зависимости от величины Р, ($) характери-
зуется данными табл. 40 
е
'Аналогичное сопоставление среднего значення Еи значения 5) [при
Р(& =0] приводит к следующей зависимости между` ни:
=1- 80(15 
(9:18)
Как показали проведенные исследования, величина — параметра 
л.
завнсит от‘условной обеспеченности Р, (Е) м эта зависимость может быть:
выражена формулой.
л= 1 — 88316 () 
(9.19)
190