где а — опытный коэффициент, определяемый для различных тип кривых распределения путем сопоставления с данными С, вычислен чыми по формуле (48). По материалам многолетних снегомерны „наблюдений 28 станций, расположенных равномерно по ЕТС, знач ‚ние этого коэффициента было найдено равным 0,25. ! Вид кривой распределения существенно зависит от соотнощен «между коэффициентом С, и С,. При С,==0 биномиальная асимме ричная кривая переходит в нормальную кривую Гаусса. Применен ‘биномиальных кривых правомерно во всех случаях, когда для да ной эЭмпирической совокупности осуществляется хотя бы прибл женно равенство С,=2 С, (Великанов, 1948). : В этом случае кривая обеспеченности определяется двумя пара метрами Е и С„. Ординаты’ кривой (модульные козффициенты ва паса Ё) представляется возможным рассчитать теоретически по з данному значению С, с помощью специальной таблицы (приложение 1) С другой стороны, кривую можно построить эмпирическим путем — непосредственно по данным снегомерной съемки. По горизонтальной оси графика откладываются величины обеспеченности р для различ- ных интервалов снегозапаса, по вертикальной оси — значения запаса воды в снеге или их модульные коэффициенты, соответствующие нижней границе каждого интервала (табл. 24). Проверка теоретиче- ских кривых осуществляется путем сопосдавления их с кривыми, построенными по опытным данным. Таблица 24 Повторяемость и обеспеченность запаса воды в снежном покрове в открытой местности (степи) по данным снегомерной съемки 101111 1952 г. в Каменной Степи (Воронежская обл.) по маршруту к северу от оазиса лесных полос Запас воды в сне- Повторяемость Число точек в ин- Обеспеченность ге по ж:‘е)рвалам тервале (т;) (_і‚?_:_д_> р)° 210 (максимальный) 9 2 000 0:013 180 —166 1 0,002 0,015 165—151 2 0,004 0,019 150—136 8 0,007 0,026 135—121 18 0,040 0,066 1090 я 0,069 0138 90—76 48 0,108 0,296 75—61 65 0, 145 0,441 60—46 14 0,254 0,695 45—31 97 0,216 90,911 30—16 32 0,071 0,982 ° 15—1 .. 8 0,018 1,000 7 (минимальный) п = 449 100 На рис. 26 приводится сравнение теоретической кривой, построен- й с помощью таблицы (приложение 1) для значения С,„==0,51, ноэмпирическими точками, полученными из статистической совокуп- іюсти данных маршрутной снегомерной съемки (табл. 24), характе- ризуеМОЙ вычисленными по формулам (46)— (49) параметрами ( ==0,51 и С,==1,97. Удовлетворительное согласие между теорети- че”ской кривой и эмпирическими точками указывает на возможностЬ использования биномиальной асимметричной кривой при С,=2С, для выражения таких эмпирических рядов, которые удовлетворяют ж & ® ее — \ ® —-2 = у ивнт запобса бобы в снеге Ё?Фш—;\—-‚ 7 3 © ‘\ч\@ ^` 0° 00 020 030 040 050 060° 00 80 @%0р Обеслеченность @ долях: от вдиниио #5 с ‘лЬной) #о3 Моду Рис. 26. Кривая обеспеченности запаса Вводы в снежном покрове. 1 — теоретическая, вычисленная по таблице (приложение 1) для С, =0,51, 2 —- по данным снегомерной съемки 1Ю/11 1952 г. в Каменной Степи (табл. 24). условию С,> 2 С,. Однако применение биномиальной асимметричной кривой ограничивается нижним пределом С,‚‚ равным удвоенному значению С, т. е. не распространяется на эмпирические ряды, для которых С,«Э2С,, что является одним из её существенных недо- статков,. С. Н. Крицким и М. Ф. Менкелем (1950) получено более общее УРавнение биномиальной кривой, которое распространяется на Эм- пирические ряды при любом соотнощении между величинами Си „- Но при пользовании этим уравнением возникает необходимость В достаточно точной количественной оценке параметра эмпирического Ряда С,, что практически трудно осуществимо, так как имеющиеся в Распоряжении исследователя ряды наблюдений обычно кратковремен- НЫ, а для точного определения С, требуется довольно большое число членов ряда. Д. Л. Соколовским (1952) показано, что ошибки вычи- сления С, по формуле (51) весьма значительны даже при относительно 101