д е =1,24 * 1072 + 50= 0,62 раза.
При 
т =4.
6
лйр — 1
тона= 
02 
+ар — 
—
©50
дуукц=-3,2^-107? + 50.=0,16 раза,
Вероятность появления в выборке из 50 членов более длительных ма-
ловодных серий (т = 
5, 6, 7, , „. лет) крайне мала, в связи с чем для
практических целей подсчет можно ограничить определением трех-четырех.
летних серий, Подобная оценка производится и для подсчета колинества
многоводных_серий_при.той_же_расчетной обеспеченности, но с вероят-
ностью, 
выраженной уже соответственно (1 — Р)..
Вероятностная оценка оптимальной обеспеченности производится под-
счетом вероятности события также из предположения © том, что за каж-
дой маловодной серией последует более длительная или равная по продол-
жительности 
`серия. 
МНогоВодных 
лет, с 
использованием эмпирически
оцененного числа многоводных и маловодных периодов 
в рядах за уро
нями подземных вод или подземным стоком, Данная оценка производит-.
ся отдельно для квантилей обеспеченности (обеспеченность, выраженная
в долях единицы) 0,5; 0,6; 0,7; Ф/8; 0,9. Используя теорему умножения
вероятностей, для каждого квантиля‘подсчитывается произведение веро-
ятностей появления каждого конкретного числа и длины серии маловод-
ных лет с учетом лолученных различных величин многоводных серий.
Это произведение вероятностей и отражает суммарную вероятность гаран-
тированНости восполнения запасов подземных вод, оцененную по фор-
где п Иа , п) — Чиспо маловодных.
серий_длиной т лет, обеспеченных восполнением; об — Общее число
маловодных серий: 
—
Рассмотрим. вероятностную оценку оптимальной обеспеченности на
эассчитанном Г.И. 
Семыкиной 
примере 
(табл.
114