|
|
|
|
|
|
0,90 
4 
1 | 0,2 ] 61 
0,03 | 001 
— | — 
0;99 
021 
— нн
‚ При достаточно четко выраженной зависимости годо
пунктах, что соответствует высоким значениям коэфф
ции, суммарная ошибка расчета нормы стока путем п
тельному ряду по реке-аналогу обычно немного боль
деления нормы стока аналога. Таким образом, основно
деления нормы стока в отдельном пункте является оши
наблюдений. Подобным образом может быть определен
нормы стока при тройной связи, т. е. когда норма сток
очередь уточняется по- другому опорному пункту с.б
периодом наблюдений.
. 
Погрешность расчета нормы стока, не считая уъказа
бок измерения 'расходов воды и подсчета стока, в эт
6..._100]/ ‹32-]—62—]—63‚ 
где о, — ошибка средней ряда ”натблюденшй в опорном 
ошибки последовательной двойной корреляции, значен
деляются по формуле (10). 
_ 
_ 
Точность спределения водных ресурсов рек 
в ›п‹р-е›
района в целом зависит еще от числа пунктов наблю
ности их размещения, а также от степени изменчивос
ритории в соответствии с факторами 
географическог
в частности, рельефа местности. При одном и том же 
логических станций с установленными для 'них значени
точность определения 'водных ресурсов зависит от ве
приходящейся на одну станцию. Ранее были приведен
стоте сети гидрологических станций в отдельных 'район
СССР (ем. табл. 5), позволяющие ‹су‚щить о степени изу
‚`ресурсов рек. 
` 
Согласно 
прикнципагм математической 
статистики, 
уммарнои величины ВодНых рес›урчсов рек при один
1
района пр-оподрциг@нальна у г@ і\і—число гидролог
на его территории. Такую оценку ошибки можно прин
если нормы стока в различных пунктах не зависят друг
ствительности же отсутствие связи нормы стока в разн
считаться справедливым лишь для очень далеко расп
от друга станций. В большинстве же случаев имеетс
величин стока, что и дает 
основание для построения 
стока, используемых для приводок его к многолетне
46