0,40 
12 
7 
9,50 
—° 
15 
' 
] 
9 
0, 80 
32 
` 
19 
. 
1,00° 
47 
29 
1,20 
65 
40 
1 50 
. 
98 
60 
Как и при 
‘определении „ногрещности нормы с
ошибки С, будут больше в /2,5—3 раза. Это зависит
использованном для подсчЁта коэффициента вариа
чин стока особенно выдаю 
многоводных и ма
няя повторяемость которых может быть оценена ка
нако, как уже указывалось, вероятность больших о
Вероятность того, что максимальная ошибка коэффи
превысит 25% его значения, равна 99%.
Так как при продолжительности имеющихся ря
которая ошибка С, всегда неизбежна, очевидно, ус
нять предел допустимых ошибок коэффициентов ва
такого предела можно, например, принять ошибку, 
такой ошибке расхождения в 
вычисленных велич
только в сотых долях, что сравнительно мало влияет
нат кривой обеспеченности.
Точность вычисления коэффициента вариации с
может быть достигнута при небольших его значени
в зонах избыточного и достаточного увлажнения. П
нах С, характерных для зоны недостаточного увлаж
числения его с такой ошибкой является недостижим
ной продолжительности даже наиболее длинных 
в этих районах. В этом случае по формуле (21) мож
новлена фактическая ошибка определения коэффиц
имеющейся длительности ‚ряда.
В табл. 21 ступенчатой линией ограничены перио
различном значении С„, для которых ошибка ос н
Во всех других случаях (если имеется возмож
сделать приведение коэффициента вариации к мног
реке-аналогу 
с 
более длинным 
рядом 
наблюде
‚ ошибка с с, наименьшая. Аналог принимается исход
хронных колебаний годового стока обеих рек.
Приведение коэффициента вариации к многолет
вано на том предположении, что соответствие колеб
давшееся за время параллельных наблюдений на об
и в течение более длительного периода времени. П
пропорциональность С, с изменением длины ряда.
108